石建勛 王盼盼

一、引言

貨幣政策作為宏觀調(diào)控的重要手段之一，對維護物價穩(wěn)定、促進經(jīng)濟協(xié)調(diào)平穩(wěn)增長具有重要意義。因此長期以來，貨幣政策理論與實踐研究也一直是學(xué)界及業(yè)界的重點熱點話題，但已有研究大都只關(guān)注貨幣政策對宏觀經(jīng)濟變量 （如通脹和產(chǎn)出）變動的反應(yīng)機理和調(diào)控模式，而對貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式卻鮮有研究。本文區(qū)分宏觀經(jīng)濟的變動和波動，著重考察央行貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式。宏觀經(jīng)濟的變動是指相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量大小的變化，宏觀經(jīng)濟的波動則是指相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量的波動性水平的變化，可用方差衡量。

當(dāng)前有關(guān)貨幣政策理論和實踐的相關(guān)研究已取得較為豐富的成果。關(guān)于貨幣政策目標(biāo)，根據(jù)我國中央銀行法，我國貨幣政策目標(biāo)是保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長①詳見 《中華人民共和國中國人民銀行法》第一章總則的第三條。。這意味著通脹和產(chǎn)出兩個宏觀經(jīng)濟變量是我國貨幣政策盯住的主要目標(biāo)。李成等（2010）［1］的實證研究也驗證了我國貨幣政策調(diào)控目標(biāo)主要是針對產(chǎn)出和通脹，而且迄今為止我國貨幣政策仍以經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定為政策目標(biāo) （何國華和吳金鑫， 2016［2］）。

央行根據(jù)其所盯住的宏觀經(jīng)濟變量的變化而做出系統(tǒng)性、有規(guī)律的反應(yīng)，稱為貨幣政策規(guī)則。在經(jīng)典泰勒規(guī)則 （Taylor，1993［3］） 中，央行以短期名義利率為貨幣政策操作工具，根據(jù)通脹和產(chǎn)出與其目標(biāo)值的偏離對利率做出調(diào)整。在基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù) （Clarida等，2000［4］） 中，央行根據(jù)預(yù)期未來通脹和產(chǎn)出與其目標(biāo)值的偏離對當(dāng)期名義利率做出調(diào)整，從而反映央行的前瞻性行為。就我國而言，已有大量研究 （謝平和羅雄，2002［5］；王建國， 2006［6］； 張屹山和張代強， 2007［7］； 鄭挺國和王霞， 2011［8］； 萬曉莉， 2011［9］； 郇志堅， 2016［10］）證明基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)能夠很好地描述和分析我國央行的貨幣政策行為，能作為我國貨幣政策規(guī)則的一個參照尺度和衡量貨幣政策實施效果的基準(zhǔn)。

除了貨幣政策目標(biāo)和規(guī)則外，研究貨幣政策還需要設(shè)定央行面臨的宏觀經(jīng)濟條件約束，因為貨幣政策操作是在一定宏觀經(jīng)濟條件約束下追求貨幣政策目標(biāo)最優(yōu)化的結(jié)果 （郭寧，2013［11］）。因此央行制定貨幣政策不僅要考慮貨幣政策目標(biāo)的最優(yōu)化，還面臨著重要的宏觀經(jīng)濟條件約束。不同的宏觀經(jīng)濟條件約束可能會使央行做出不同的貨幣政策反應(yīng)。在前人關(guān)于央行貨幣政策反應(yīng)的研究 （Svensson， 1997［12］； Rudebusch 和 Svensson， 1999［13］； 李成等， 2010［1］） 中，多是基于IS-Philips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型描述央行面臨的宏觀經(jīng)濟條件約束，這類模型很好地刻畫了通脹、產(chǎn)出、真實利率等變量間的經(jīng)濟關(guān)系。

綜上所述，從已有研究中可以得出三點：（1）通脹和產(chǎn)出是我國的主要貨幣政策目標(biāo)；（2）前瞻性泰勒規(guī)則能很好地擬合我國的貨幣政策規(guī)則；（3）通常用IS-Philips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型描述貨幣政策面臨的宏觀經(jīng)濟條件約束。已有研究成果為本文的研究提供了堅實的理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗支撐。然而，前人文獻中大都存在一個重要的隱含假設(shè)——即宏觀經(jīng)濟的波動性水平是一成不變的，因而已有研究很少考慮到貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動性的變化是如何反應(yīng)的。但現(xiàn)實中宏觀經(jīng)濟的波動性并不穩(wěn)定，有時劇烈波動、有時則較平穩(wěn)，那么，央行貨幣政策操作是否會對宏觀經(jīng)濟波動性變化做出反應(yīng)？如果有，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式有何規(guī)律？研究和考察這些問題，不僅有助于為貨幣政策理論研究提供創(chuàng)新視角，同時也將為貨幣政策實踐帶來有益啟示。

為此，本文在已有研究基礎(chǔ)上做進一步拓展，著重分析我國貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式。本文邊際貢獻包括：第一，本文區(qū)分宏觀經(jīng)濟的變動性和波動性 （方差），著重考察貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式，為貨幣政策理論研究提供了新視角，在文獻上具有一定貢獻，同時也使研究結(jié)果更貼近現(xiàn)實；第二，本文拓展了傳統(tǒng)IS-Philips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型，通過放松同方差假設(shè)并利用GARCH模型進一步對其波動性建模，從而得到宏觀經(jīng)濟波動性水平的度量指標(biāo)；最后，通過將宏觀經(jīng)濟波動因素納入基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，文章從貨幣政策松緊程度和貨幣政策節(jié)奏的穩(wěn)定性兩個維度考察了宏觀經(jīng)濟波動對我國貨幣政策操作策略的影響。

本文剩余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論模型與研究設(shè)計；第三部分介紹數(shù)據(jù)選取與處理過程，并做描述性統(tǒng)計分析；第四部分報告實證結(jié)果；最后是全文結(jié)論并指出未來進一步研究的方向。

二、理論模型與研究設(shè)計

（一）貨幣政策規(guī)則

1.泰勒規(guī)則。

泰勒規(guī)則 （Taylor rule）是以調(diào)整實際利率來實施宏觀調(diào)控的貨幣政策規(guī)則，它描述了央行在給定通貨膨脹目標(biāo)和潛在產(chǎn)出水平下如何針對二者的缺口對短期利率進行調(diào)整的規(guī)則，具體如下：

其中，t為時間索引，是短期名義利率的目標(biāo)值，r?是長期均衡實際利率，πt是通貨膨脹率，π?是通脹目標(biāo)值，πt－π?即為通脹缺口，yt是產(chǎn)出缺口。參數(shù)ρπ是貨幣政策對通脹缺口的反應(yīng)系數(shù)或敏感性。參數(shù)ρy是貨幣政策對產(chǎn)出缺口的反應(yīng)系數(shù)或敏感性。泰勒規(guī)則把短期名義利率作為貨幣政策工具，并假設(shè)當(dāng)通脹缺口或產(chǎn)出缺口為正時，央行將相應(yīng)地提升名義利率，使實際利率高于長期均衡實際利率，進而抑制經(jīng)濟過熱。當(dāng)經(jīng)濟達到均衡時，通脹缺口和產(chǎn)出缺口都為零，此時短期名義利率目標(biāo)值等于長期均衡實際利率 （r?）和通脹目標(biāo)值 （π?）之和。

根據(jù)泰勒規(guī)則，為調(diào)控經(jīng)濟，ρπ應(yīng)大于1，ρy應(yīng)為正數(shù)。ρπ＞1，表示在通脹上升 （下降）時，央行會提高 （降低）實際利率，從而對通脹發(fā)揮穩(wěn)定作用；反之，ρπ＜1，則是一種不穩(wěn)定的狀態(tài)——當(dāng)通脹上升 （下降）1個百分點時，由于名義利率的上調(diào)（下調(diào)）幅度小于通脹的上升 （下降）幅度，會導(dǎo)致實際利率下降 （上升），從而進一步刺激 （抑制）總需求，繼而引起通脹繼續(xù)攀升 （下降），最終可能導(dǎo)致通脹和產(chǎn)出的自我實現(xiàn)破滅 （Self-fulling burst）。ρy＞0，表示當(dāng)實際產(chǎn)出高于 （低于） 潛在產(chǎn)出時，央行提高 （降低）利率會對經(jīng)濟產(chǎn)生穩(wěn)定作用。

2.前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)。

在泰勒規(guī)則中利率調(diào)整對通脹和產(chǎn)出缺口的反應(yīng)是同期的。但在現(xiàn)實中，由于價格黏性、工資黏性、金融市場存在摩擦以及貨幣政策傳導(dǎo)機制不暢等諸多因素，會導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)具有滯后性，即從央行調(diào)整利率到相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生變動需要一定的時間間隔。貨幣政策傳導(dǎo)滯后性的存在，會使得央行并不傾向于以當(dāng)期通脹和產(chǎn)出為目標(biāo)，而是以預(yù)期通脹和產(chǎn)出為目標(biāo)。

Clarida等 （2000）［4］在泰勒規(guī)則中引入預(yù)期因素，構(gòu)建前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，允許央行根據(jù)當(dāng)期可獲得信息做出對未來通脹和產(chǎn)出缺口的預(yù)期。據(jù)此對 （1）式進行改進，可得到前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)：

其中，Et是基于t時刻所有可得信息集下的期望算子，Etπt+m表示基于t時刻的信息對通脹的m期向前預(yù)測，Etyt+n表示基于t時刻的信息對產(chǎn)出缺口的n期向前預(yù)測。采用具有前瞻性特點的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，一方面有助于保留央行的政策操作空間，另一方面也有利于建立一種貨幣政策承諾機制，避免出現(xiàn)短視和機會主義傾向，進而提升貨幣政策透明性、可信性和有效性 （張屹山和張代強，2007［7］；萬曉莉，2011［9］）。

3.利率平滑。

央行調(diào)整利率存在明顯的利率平滑現(xiàn)象 （Clarida 等， 2000［4］； Woodford， 2011［14］）， 即央行不完全根據(jù)目標(biāo)利率設(shè)定當(dāng)前的利率水平，而是將利率逐步調(diào)整至目標(biāo)水平，這是為了避免政策跳躍過大導(dǎo)致政府信譽缺失和對資本市場的過度擾動等 （鄭挺國和王霞，2011［8］）。據(jù)此進一步引入利率平滑機制：

其中，ρi是利率平滑參數(shù)，取值范圍在0到1之間，反映了利率平滑調(diào)整的程度。εt是可能對利率產(chǎn)生外在沖擊的隨機擾動項。在 （3）式兩邊同時減去it－1， 得到， 表示央行每次利率調(diào)整的幅度僅是消除前一期利率水平與當(dāng)期目標(biāo)值之間偏差的1－ρi。

將 （2） 式代入 （3） 式，并令ρ0＝r?+ （1－ρπ） π?， 可得：

（4）式即為在考慮利率平滑基礎(chǔ)上的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，是本文的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)。

（二）貨幣政策面臨的宏觀經(jīng)濟條件約束

1.IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型。

借鑒 Svensson （1997）［12］、 Rudebusch 和 Svensson （1999）［13］、 唐齊鳴和熊潔敏 （2009）［15］， 構(gòu)建一個包含通脹和產(chǎn)出的IS-Phillips模型，具體如下：

其中，πt是通脹率；yt是產(chǎn)出缺口，即實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出水平的偏差；it－1－πt為上一期的實際利率。 α、 β1和β2是參數(shù)， 均為正值， 且 0 ＜β1＜1。 ξπt和ξyt為隨機擾動項，分別代表供給沖擊和需求沖擊，它們都是獨立同分布 （iid），服從均值為0、方差分別為和的正態(tài)分布。IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型的經(jīng)濟含義是：（5）式為Philips曲線，描述了經(jīng)濟的總供給方面，Philips曲線將通貨膨脹表示為其自身滯后值和產(chǎn)出缺口滯后值的函數(shù)。系數(shù)α代表通脹對總需求的敏感程度，表示隨著產(chǎn)出的增加或降低，通脹會相應(yīng)地上升或下降，意味著產(chǎn)出與通脹存在短期權(quán)衡取舍關(guān)系。滯后通脹率πt－1的系數(shù)被設(shè)為1，表示Philips曲線在長期是垂直的；（6）式為IS曲線，描述了經(jīng)濟的總需求方面，它將產(chǎn)出缺口表示為其自身滯后值和實際利率滯后值的函數(shù)。

2.描述宏觀經(jīng)濟波動性的變化。

在 （5）式和 （6）式所描述的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型中，都假設(shè)殘差項為同方差，即通脹和產(chǎn)出缺口的方差始終不變，代表宏觀經(jīng)濟的波動性是穩(wěn)定不變的。但現(xiàn)實情況顯然并非如此，宏觀經(jīng)濟的波動性不斷變化，有時波動性高，有時波動性低。因此有必要對ISPhillips模型做進一步拓展，以反映宏觀經(jīng)濟波動性水平的變化。

為了描述宏觀經(jīng)濟波動性水平的變化并獲取度量宏觀經(jīng)濟波動的指標(biāo)，借鑒Naraidoo和Raputsoane（2015）［16］， 進一步拓展 IS-Phillips模型： 分別放松（5） 式和 （6） 式中殘差項ξπt和ξyt的同方差假設(shè)， 而假設(shè)其存在條件異方差 （Conditional heteroscedasticity），然后進一步對波動性建模，構(gòu)建GARCH （1，1）模型，用πt和yt的條件波動率作為度量宏觀經(jīng)濟波動性水平的指標(biāo)。具體設(shè)定如下：

其中，（7）式為均值方程，（8）式為方差方程，擾動項ξπt為供給沖擊，服從于均值為0、方差為的正態(tài)分布。方差隨時間變化，衡量通脹的條件波動率。

其中，（9）式為均值方程， （10）式為方差方程，擾動項ξyt為需求沖擊，服從均值為0、方差為的正態(tài)分布。方差隨時間變化，衡量產(chǎn)出缺口的條件波動率。

（三）貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式建模

本文在兩個維度上考察央行貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式：第一，貨幣政策的松緊程度，用it的大小度量；第二，貨幣政策節(jié)奏的穩(wěn)定性，用it的波動性 （方差）度量。

1.貨幣政策的松緊程度。

將通脹和產(chǎn)出缺口的波動率指標(biāo) （用標(biāo)準(zhǔn)差σπt和σyt衡量）納入 （4）式所描述的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，可得：

（11）式為納入宏觀經(jīng)濟波動因素的拓展貨幣政策反應(yīng)函數(shù)。其中，分別表示央行貨幣政策操作對通脹和產(chǎn)出缺口波動率的反應(yīng)系數(shù)。系數(shù)為正表示宏觀經(jīng)濟波動性的提高會使央行提高利率，實行緊縮性貨幣政策；系數(shù)為負表示宏觀經(jīng)濟波動性的提高會使央行降低利率，實行寬松性貨幣政策。

2.貨幣政策節(jié)奏的穩(wěn)定性。

用it的波動率度量貨幣政策操作節(jié)奏的穩(wěn)定性，較高表示央行利率設(shè)定行為的波動性大，意味著貨幣政策操作節(jié)奏相對不穩(wěn)定；較低則表示央行利率設(shè)定行為的波動性小，意味著貨幣政策操作節(jié)奏相對穩(wěn)定。以 （4）式或 （11）式為均值方程，進一步對央行貨幣政策操作的波動性建模，假設(shè)，建立GARCH （1，1）模型，并將宏觀經(jīng)濟波動性指標(biāo)納入方差方程，具體如下：

在 （12） 式中，為 ARCH 項，為GARCH項，為外部回歸量。ω、θ和φ為標(biāo)準(zhǔn)GARCH （1，1） 模型的參數(shù)。φπ和φy分別代表央行貨幣政策操作節(jié)奏穩(wěn)定性對通脹和產(chǎn)出缺口波動率的反應(yīng)系數(shù)，若系數(shù)為正，說明宏觀經(jīng)濟波動性的提高會使央行利率設(shè)定行為的波動性增加，即貨幣政策操作的節(jié)奏更不穩(wěn)定；若系數(shù)為負，則說明宏觀經(jīng)濟波動性的提高會使央行利率設(shè)定行為的波動性下降，即貨幣政策操作的節(jié)奏趨于穩(wěn)定。

（四）研究設(shè)計

第一步，首先利用GMM方法估計方程 （4）所描述的基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，檢驗這一基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)是否能夠較好地擬合我國央行的貨幣政策行為，為后續(xù)建模奠定基礎(chǔ)。

第二步，利用GARCH模型估計方程 （7） （8）和 （9） （10）所描述的拓展IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型，求出通脹和產(chǎn)出缺口的條件波動率，作為我國宏觀經(jīng)濟波動性水平的度量指標(biāo)。

第三步，將第二步中獲取的宏觀經(jīng)濟波動因素納入貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，首先運用GMM方法估計方程（11）所描述的拓展貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，考察我國貨幣政策操作力度對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式；其次運用GARCH模型進一步對貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的波動性建模，從而考察我國貨幣政策操作節(jié)奏對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式。

三、數(shù)據(jù)選取與描述性統(tǒng)計

選取1996年1月到2016年4月的月度數(shù)據(jù)，樣本觀測數(shù)為244。樣本涵蓋了中國過去二十年的完整經(jīng)濟周期，較為全面地體現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟的周期性波動，可有效避免周期性因素對實證結(jié)果的干擾，具有很好的代表性。數(shù)據(jù)來源為Wind資訊、中國貨幣網(wǎng)和CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。具體包括：

（1）利率。在樣本區(qū)間內(nèi)，我國利率沒有完全市場化，包括管制利率和市場利率。就管制利率而言，由于我國商業(yè)銀行存貸款名義基準(zhǔn)利率調(diào)整次數(shù)較少，比較缺乏平滑性，因而難以與解釋變量之間產(chǎn)生顯著的穩(wěn)定關(guān)系 （張屹山和張代強，2007［7］）。就市場利率而言，由于SHIBOR樣本期太短，而中國銀行間同業(yè)拆借市場開放最早①SHIBOR是從2007年1月4日才開始正式運行，而我國統(tǒng)一的銀行間同業(yè)拆借市場1996年就正式啟動運行。，中國銀行間同業(yè)拆借市場利率 （CHIBOR）的市場化程度也高，其利率水平能較為迅速地反映貨幣市場上資金的供求狀況，更能體現(xiàn)我國貨幣政策的松緊程度 （郭寧，2013［11］）。其中7天銀行間同業(yè)拆借利率交易量大、走勢平穩(wěn)，是目前中國市場化水平最高的利率之一，因而選擇7天CHIBOR利率作為市場利率的度量指標(biāo)。

（2）通脹?？紤]居民消費者價格指數(shù) （CPI）能較為全面地反應(yīng)物價水平變動，是衡量通脹的一個常用指標(biāo)，且與產(chǎn)出間關(guān)系密切，因此選擇CPI的同比增長率作為通脹的度量指標(biāo)。

（3）產(chǎn)出缺口。采用實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出偏離的百分比作為產(chǎn)出缺口的度量指標(biāo)。首先估算潛在產(chǎn)出，方法有兩類：一是直接利用生產(chǎn)函數(shù)進行估計；二是對實際產(chǎn)出的時間序列進行分解，如HP濾波法。 Mehra （1999）［17］指出， 如果人們相信經(jīng)濟潛在增長率未來可能有所上升，那么采用HP濾波法的效果會比較好，而我國在過去二十年內(nèi)長期保持較高速度的增長，因此選擇采用HP濾波法。具體處理過程為：首先采用插值法將季度名義GDP數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為月度名義GDP數(shù)據(jù)，然后用名義GDP除以同期CPI得到真實GDP，再采用X-12方法對真實GDP做季節(jié)調(diào)整，最后用HP濾波法構(gòu)建潛在產(chǎn)出，產(chǎn)出缺口＝100? ［log（季節(jié)調(diào)整的真實 GDP）-log（潛在GDP） ］。

圖1 變量時間序列圖

表1 描述性統(tǒng)計

圖1為變量時間序列圖。觀察圖1-（a），1996年前后，我國利率正處于歷史高位，高達13%，之后利率逐漸下降，到2000年已降至2%上下。在2000—2005年期間利率一直在2%上下波動，2006年開始在波動中逐漸上漲，到2008年全球金融危機發(fā)生后利率急劇下降，至1%的歷史最低點。金融危機后，利率有所上漲，但后金融危機時代利率的波動幅度明顯增加。觀察圖1-（b），可以看出通脹和利率的走勢具有一定相似性，利率變動在一定程度上反映了通脹的變化情況。1996年前后，通脹也處于歷史高位，接近10%，之后也逐漸下降。到2008年金融危機期間，通脹急劇下降，在一年時間內(nèi)從9%降至近－2%。觀察圖1-（c）可以看出，在過去二十年間，產(chǎn)出缺口一直在0上下波動。在1997—1998年亞洲金融風(fēng)暴和2008年全球金融危機前后，產(chǎn)出缺口變動劇烈，尤其是在2008年末，產(chǎn)出缺口降至－4%的歷史最低點。

表1是描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，可以看出，利率表現(xiàn)出一定程度的尖峰特征和右偏態(tài)勢，J-B檢驗結(jié)果顯示，利率不服從正態(tài)分布；通脹也呈現(xiàn)出尖峰特征和右偏態(tài)勢，且不服從正態(tài)分布；產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)出尖峰特征和左偏態(tài)勢，也不服從正態(tài)分布。

四、實證結(jié)果及分析

（一）估計基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)

采用廣義矩估計方法 （GMM）估計央行的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，在GMM估計中解釋變量 （通脹和產(chǎn)出缺口）均被視作內(nèi)生。工具變量包括各解釋變量的滯后值，以及生產(chǎn)者價格指數(shù) （PPI）同比增長率和貨幣供應(yīng)量 （M1）增長率。GMM方法要求樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)，因此先對各變量做平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表2，ADF統(tǒng)計量和PP統(tǒng)計量均顯示各變量皆平穩(wěn)，滿足GMM建模條件。

表2 平穩(wěn)性檢驗

下面估計方程 （4）所描述的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，解釋變量領(lǐng)先期結(jié)構(gòu)的最佳設(shè)定為m＝1、n＝12，即通脹領(lǐng)先1個月，產(chǎn)出缺口領(lǐng)先12個月。估計結(jié)果見表3第 （1）欄，可以看出，利率對通脹的反應(yīng)系數(shù)ρπ＝0.690，在1%水平上顯著，利率對產(chǎn)出缺口的反應(yīng)系數(shù)ρy＝1.249，在5%水平上顯著。該估計結(jié)果的經(jīng)濟含義是，當(dāng)通脹上升1個百分點，央行會將利率提高0.690個百分點；當(dāng)產(chǎn)出缺口上升1個百分點，央行會將利率提高1.249個百分點。工具變量有效性通過了J檢驗 （Hansen's J test），且模型具有較高的擬合優(yōu)度 （Adjusted R2）和較低的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤 （S.E.of regression）。因此，基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)可以較好地描述我國央行的貨幣政策操作行為。

但需要指出的是，央行利率設(shè)定行為對通貨膨脹的反應(yīng)系數(shù)雖然為正，但小于1，說明央行貨幣政策對通貨膨脹的反應(yīng)不足，是一種不穩(wěn)定狀態(tài)，這使得通脹在我國有自我實現(xiàn)的可能，可能是放大經(jīng)濟波動的一個來源。王建國 （2006）［6］、張屹山和張代強（2007）［7］、 萬曉莉 （2011）［9］和郇志堅 （2016）［10］也有類似發(fā)現(xiàn)。

表3 貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的估計結(jié)果

（二）獲取宏觀經(jīng)濟波動性水平的度量指標(biāo)

對IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)方程組 （7）和 （9）分別配適GARCH （1，1）模型，對應(yīng)方差方程分別為方程 （8）和 （10），然后分別取出通脹和產(chǎn)出缺口的條件波動率，作為度量宏觀經(jīng)濟波動性水平的指標(biāo)。

表4匯報了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)方程組的估計結(jié)果。對通脹方程而言，其系數(shù)估計值的正負和大小均和理論預(yù)期一致，通脹自身滯后值的系數(shù)AR （1） ＝1，在1%水平上高度顯著，表示Philips曲線在長期是垂直的；產(chǎn)出缺口滯后值的系數(shù)為α＝0.314，在1%水平上高度顯著，表示通脹與產(chǎn)出存在短期權(quán)衡取舍關(guān)系。對產(chǎn)出缺口方程而言，其系數(shù)估計值正負也和理論預(yù)期一致，產(chǎn)出缺口自身滯后值的系數(shù)β1＝0.867，介于0和1之間，且在1%水平上高度顯著；實際利率滯后值的系數(shù)β2＝－0.074，在1%水平上高度顯著，表示實際利率上升會降低產(chǎn)出。通脹方程和產(chǎn)出缺口方程都具有較高的擬合優(yōu)度和較低的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤，說明拓展的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型可以較好地描述宏觀經(jīng)濟條件約束。兩個方程的DW值都說明殘差項存在正自相關(guān)，進一步地，兩個方程的ARCH檢驗結(jié)果都顯著拒絕 “不存在ARCH效應(yīng)”的原假設(shè)，說明通脹和產(chǎn)出缺口都存在顯著的條件異方差。

圖2為通脹和產(chǎn)出缺口的條件波動率時間序列。通脹波動率在1997、2005和2007年前后比較高，產(chǎn)出缺口波動率在1996—1998和2006—2008年前后比較高?？梢?，宏觀經(jīng)濟波動率較高的時間段大都集中在1997和2008年兩次經(jīng)濟金融危機前后。在危機前，隨著經(jīng)濟過熱，推高了國內(nèi)的需求條件和物價水平，之后隨著泡沫的破裂，經(jīng)濟開始大規(guī)模調(diào)整，真實產(chǎn)出和通脹水平均不斷下降，從而引致宏觀經(jīng)濟波動水平上升。

表4 IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型的估計結(jié)果

圖2 宏觀經(jīng)濟的波動性水平

（三）貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式

1.貨幣政策的松緊程度。

利用第二步中獲得的宏觀經(jīng)濟波動率指標(biāo)，運用GMM方法估計方程 （11）所描述的納入宏觀經(jīng)濟波動因素的拓展貨幣政策反應(yīng)函數(shù)①GMM估計方法要求樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)。ADF檢驗和PP檢驗結(jié)果均顯示通脹的波動率變量σπt和產(chǎn)出缺口的波動率變量σyt在1%水平上顯著平穩(wěn)，因此可進一步進行GMM估計。，估計結(jié)果見表3第 （2）、 （3）和 （4）欄。領(lǐng)先期結(jié)構(gòu)的設(shè)定和工具變量的選擇都與估計基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)時保持一致。表3第 （2）欄中只納入了通脹的波動率，估計結(jié)果顯示，央行利率設(shè)定行為對通脹波動率的反應(yīng)系數(shù)為，表示當(dāng)通脹波動率上升1個百分點，央行會放松貨幣政策，將利率降低0.348個百分點；表3第 （3）欄中只納入了產(chǎn)出缺口的波動率，估計結(jié)果顯示，央行利率設(shè)定行為對產(chǎn)出缺口波動率的反應(yīng)系數(shù)為，表示當(dāng)產(chǎn)出缺口波動率上升1個百分點，央行也會放松貨幣政策，將利率降低0.246個百分點；表3第 （4）欄中同時納入了通脹波動率和產(chǎn)出缺口波動率，估計結(jié)果中利率對通脹波動率和產(chǎn)出缺口波動率的反應(yīng)系數(shù)大小基本沒有變化，但對通脹波動率的反應(yīng)系數(shù)不再顯著，這是由于通脹波動率和產(chǎn)出波動率具有一定相關(guān)性，從而導(dǎo)致回歸結(jié)果中出現(xiàn)多重共線性問題②通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出缺口波動率是通脹波動率的格蘭杰原因，且高度顯著；而通脹波動率卻不是產(chǎn)出缺口波動率的格蘭杰原因。這意味著，產(chǎn)出缺口波動率可以在一定程度上解釋和預(yù)測通脹波動率，這解釋了表3第 （4）欄估計結(jié)果中通脹波動率的系數(shù)會不顯著的原因。。

由此可以推斷，宏觀經(jīng)濟波動對央行利率設(shè)定行為具有負向影響，當(dāng)宏觀經(jīng)濟波動性水平提高時，央行會降低利率，實行較寬松的貨幣政策。其目的可能是為了平緩經(jīng)濟波動，因為央行如果在宏觀經(jīng)濟大幅波動期間緊縮貨幣政策，只會導(dǎo)致更劇烈的波動。

2.貨幣政策節(jié)奏的穩(wěn)定性。

在對貨幣政策反應(yīng)函數(shù)進行波動性建模前，首先進行條件異方差效應(yīng) （ARCH效應(yīng)）檢驗。圖3-（a）是方程 （4）所描述的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)估計結(jié)果的殘差圖，從中可以發(fā)現(xiàn)明顯的波動 “集聚”現(xiàn)象：波動在一些時期內(nèi)非常小 （如2000年—2006年），在一些時期內(nèi)非常大 （如兩次金融危機時期和后危機時期），這說明誤差項很可能存在條件異方差。進一步計算殘差平方的自相關(guān) （AC）和偏自相關(guān) （PAC）系數(shù)以及相應(yīng)滯后階數(shù)的Ljung-Box Q統(tǒng)計量，結(jié)果見圖3-（b）。自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)顯著不為0，Q統(tǒng)計量也非常顯著。而且從自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)變化情況可以看出，殘差序列存在著一階ARCH效應(yīng)。由此可見，央行貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的確存在條件異方差效應(yīng)③本文還對式 （11）所描述的納入宏觀經(jīng)濟波動因素的拓展貨幣政策反應(yīng)函數(shù)進行了ARCH效應(yīng)檢驗，結(jié)果與式 （10）描述的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)基本一致。限于篇幅，文中不再列出。，可進一步對央行貨幣政策反應(yīng)函數(shù)進行波動性建模。

圖3 央行貨幣政策反應(yīng)的ARCH效應(yīng)檢驗

以式 （4）所描述的基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)或式（11）所描述的納入宏觀經(jīng)濟波動因素的拓展貨幣政策反應(yīng)函數(shù)為均值方程，以式 （12）為方差方程，建立拓展的GARCH （1，1）模型，考察央行貨幣政策操作節(jié)奏穩(wěn)定性對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式，方差方程估計結(jié)果見表5。所有模型設(shè)定的估計結(jié)果都通過了ARCH效應(yīng)檢驗，再次說明央行的貨幣政策反應(yīng)存在顯著的條件異方差效應(yīng)，即波動 “集聚”特征。

在均值方程為基準(zhǔn)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的模型設(shè)定中 （對應(yīng)表5第 （1）、 （2）、 （3）、 （4） 欄）， 當(dāng)方差方程中的外部回歸量為通脹波動率時， 其系數(shù)估計值為φπ＝－3.861，在1%水平上高度顯著，表明通脹波動率對央行利率設(shè)定行為的波動率具有負向影響，即央行在通脹大幅波動情況下的貨幣政策操作節(jié)奏會趨于平穩(wěn)；當(dāng)外部回歸量為產(chǎn)出缺口波動率時，其系數(shù)估計值為φy＝－3.493，在1%水平上高度顯著，表明產(chǎn)出缺口波動率對央行利率設(shè)定行為的波動率也具有負向影響，即央行在產(chǎn)出缺口大幅波動情況下的貨幣政策操作也會趨于平穩(wěn)；當(dāng)外部回歸量同時包括通脹波動率和產(chǎn)出缺口波動率時，仍然得到了穩(wěn)健的估計結(jié)果，此時系數(shù)估計值分別為φπ＝－2.735和φy＝－2.683，說明當(dāng)通脹波動性水平上升1個百分點時，央行貨幣政策操作的波動性會相應(yīng)降低2.735個百分點，而當(dāng)產(chǎn)出缺口波動率水平上升1個百分點時，央行貨幣政策操作的波動性會相應(yīng)降低2.683個百分點。此外，在均值方程為拓展的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的模型設(shè)定中 （對應(yīng)表5第 （5）、（6）、 （7）、 （8） 欄），也得到了基本一致的估計結(jié)果，系數(shù)φπ和φy的估計值大小僅略微變動，并且都十分顯著，也證明了央行在宏觀經(jīng)濟大幅波動期間的貨幣政策操作會趨于平穩(wěn)。

從表5第 （4）欄的模型中取出利率的條件波動率，作為衡量央行貨幣政策操作穩(wěn)定性的指標(biāo)①可從表5中第 （4）或第 （8）欄的模型估計結(jié)果中取出利率的條件波動率作為衡量央行貨幣政策操作波動性的指標(biāo)。由于從第 （4）欄中取出的與從第 （8）欄中取出的基本一致，二者相關(guān)性系數(shù)高達0.975，因此只選擇從第 （4）欄中取出利率的條件波動率。，并分別與通脹波動率和產(chǎn)出缺口波動率的走勢對比，結(jié)果如圖4所示?？梢钥闯觯实牟▌勇逝c宏觀經(jīng)濟變量 （通脹和產(chǎn)出缺口）的波動率呈現(xiàn)出顯著負相關(guān)，當(dāng)宏觀經(jīng)濟波動性水平提高時，央行利率設(shè)定行為的波動性下降，即當(dāng)宏觀經(jīng)濟劇烈波動時，央行貨幣政策操作會趨于平穩(wěn)。

表5 央行貨幣政策反應(yīng)的波動性建模估計結(jié)果 （方差方程）

圖4 利率波動率與宏觀經(jīng)濟變量波動率的走勢對比圖

為了進一步檢驗利率的波動性與宏觀經(jīng)濟狀態(tài)變量的波動性之間的因果關(guān)系，對做格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果 （表6）顯示，都是的格蘭杰原因，而不是和的格蘭杰原因。這意味著，宏觀經(jīng)濟波動性的提高會使央行利率設(shè)定行為的波動性下降，而反過來央行利率設(shè)定行為并不是宏觀經(jīng)濟波動性提高的原因，即央行有效控制了其貨幣政策操作波動性對宏觀經(jīng)濟波動的負面溢出效應(yīng)。

表6 利率波動與宏觀經(jīng)濟變量波動間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

綜上可以推斷，宏觀經(jīng)濟波動對央行利率設(shè)定行為的波動性具有顯著的負向影響，宏觀經(jīng)濟波動性的提高會導(dǎo)致央行利率設(shè)定行為的波動性下降，即貨幣政策操作節(jié)奏更加平穩(wěn)。簡言之，央行在宏觀經(jīng)濟大幅波動期間的貨幣政策操作節(jié)奏會趨于平穩(wěn)，這很可能是為了降低政策不確定性，穩(wěn)定經(jīng)濟主體預(yù)期，從而避免經(jīng)濟出現(xiàn)更劇烈的波動。

五、結(jié)論及進一步研究方向

有關(guān)貨幣政策研究大都集中在貨幣政策對宏觀經(jīng)濟變量變動的反應(yīng)機理和調(diào)控模式上，而對貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式卻鮮有研究。本文區(qū)分宏觀經(jīng)濟變量的變動和波動 （方差），著重考察我國貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動性變化的反應(yīng)模式和規(guī)律。通過拓展傳統(tǒng)IS-Phillips經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型，獲取宏觀經(jīng)濟波動性水平的度量指標(biāo)，再將宏觀經(jīng)濟波動因素納入基于泰勒規(guī)則的前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，結(jié)果顯示：我國貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟波動的反應(yīng)模式具有一定規(guī)律性，宏觀經(jīng)濟波動性的提高，一方面會使央行降低利率，實行較寬松的貨幣政策，另一方面也使央行利率設(shè)定行為的波動性下降，即央行在宏觀經(jīng)濟大幅波動期間的貨幣政策操作節(jié)奏會趨于平穩(wěn)。這很可能是為了穩(wěn)定經(jīng)濟主體預(yù)期、降低政策不確定性，從而避免出現(xiàn)更劇烈的經(jīng)濟波動。

綜上，本文研究發(fā)現(xiàn)了一個重要現(xiàn)象——央行貨幣政策操作會對宏觀經(jīng)濟波動性水平的變化做出規(guī)律性反應(yīng)。該發(fā)現(xiàn)不僅為貨幣政策領(lǐng)域的理論研究提供了一個創(chuàng)新視角，同時也為我國央行的貨幣政策實踐帶來了有益啟示。在宏觀經(jīng)濟發(fā)生大幅度波動期間，央行貨幣政策操作的指導(dǎo)思想應(yīng)該是，努力保持貨幣政策力度的穩(wěn)健性、節(jié)奏的穩(wěn)定性和可預(yù)見性，從而最大程度穩(wěn)定經(jīng)濟主體預(yù)期、熨平宏觀經(jīng)濟波動。最后要指出的是，本文僅研究發(fā)現(xiàn)了央行貨幣政策操作會對宏觀經(jīng)濟波動性水平變化做出規(guī)律性反應(yīng)這一事實，而對有關(guān)央行貨幣政策對宏觀經(jīng)濟波動性變化做出反應(yīng)的理論動機、宏觀經(jīng)濟效應(yīng)及其合理性等問題討論不夠，未來仍需在理論和實證層面上對這些問題做進一步研究探索。

［1］李成，王彬，馬文濤.資產(chǎn)價格、匯率波動與最優(yōu)利率規(guī)則 ［J］.經(jīng)濟研究，2010（3）：91－103.

［2］何國華，吳金鑫.金融市場開放下中國最優(yōu)貨幣政策規(guī)則選擇 ［J］.國際金融研究，2016（8）：13－23.

［3］Taylor J B.Discretion versus Policy Rules in Practice ［C］／／Carnegie-Rochester ConferenceSeries on Public Policy.North-Holland， 1993， 39：195－214.

［4］Clarida R， Gali J， Gertler M.Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability： Evidence and Some Theory ［J］.Quarterly Journal of Economics，2000，115 （1）： 147－180.

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

［6］王建國.泰勒規(guī)則與我國貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的實證研究 ［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006（1）：43－49.

［7］張屹山，張代強.前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)在我國貨幣政策中的檢驗 ［J］.經(jīng)濟研究，2007（3）：20－32.

［8］鄭挺國，王霞.泰勒規(guī)則的實時分析及其在我國貨幣政策中的適用性 ［J］.金融研究，2011（8）：31－46.

［9］萬曉莉.我國貨幣政策能減小宏觀經(jīng)濟波動嗎？基于貨幣政策反應(yīng)函數(shù)的分析 ［J］.經(jīng)濟學(xué) （季刊），2011（2）：435－456.

［10］郇志堅.基于實時數(shù)據(jù)的貨幣政策規(guī)則研究——以泰勒規(guī)則為例 ［J］.金融發(fā)展評論，2016（1）：74－105.

［11］郭寧.非線性利率規(guī)則與中國經(jīng)濟波動 ［J］.經(jīng)濟評論，2013（5）：116－124.

［12］Svensson L E O.Inflation Forecast Targeting： Implementing and Monitoring Inflation Targets ［J］.European Economic Review， 1997， 41 （6）：1111－1146.

［13］Rudebusch G， Svensson L E O.Policy Rules for Inflation Targeting ［M］／／Monetary Policy Rules.University of Chicago Press，1999：203－262.

［14］Woodford M.Interest and Prices： Foundations of a Theory of Monetary Policy ［M］.Princeton University Press， 2011.

［15］唐齊鳴，熊潔敏.中國資產(chǎn)價格與貨幣政策反應(yīng)函數(shù)模擬 ［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（11）：104－115.

［16］Naraidoo R， Raputsoane L.Financial Markets and the Response of Monetary Policy to Uncertainty in South Africa ［J］.Empirical Economics，2015，49 （1）： 255－278.

［17］Mehra Y P.A Forward-looking Monetary Policy Reaction Function ［J］.FRB Richmond Economic Quarterly， 1999，85 （2）： 33 －53.

［18］Engle R F.Autoregressive Conditional Heteroscedasticity with Estimates of the Variance of United Kingdom Inflation ［J］.Econometrica： Journal of the Econometric Society，1982，987－1007.