中国货币政策的工具选取、宏观效应与规则设计，本文主要内容关键词为：货币政策论文,中国论文,效应论文,规则论文,工具论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL分类号：E21，E32，E52 文献标识码：A 文章编号：1002-7246(2013)08-0001-15
目前，货币政策已经成为一国调控宏观经济最重要的工具之一。与发达市场经济国家相比，中国的货币政策显得更加复杂。一是中国货币政策具有多重目标，包括保持较低水平的通货膨胀、促进经济增长、保持相对较高的就业率，以及保持国际收支平衡。二是组合使用数量型和价格型货币政策工具。那么，从宏观效应来看，不同货币政策工具的有效性如何？对于不同的政策目标，是否需要有针对性的选取数量型工具和价格型工具？增强货币政策有效性的货币政策规则又该如何设计？本文将试图回答上述问题。
首先是中国货币政策规则的估计和检验。万解秋和徐涛(2001)认为中国货币供给存在内生性，货币供给应以稳定物价水平为目标。盛松成和吴培新(2008)采用VAR模型研究了中国的数量型规则，认为央行主要通过控制银行信贷和货币供给量M[，2]调控经济。与之不同的是，谢平和罗雄(2002)采用GMM方法估计了中国的泰勒(Taylor)型利率规则，认为泰勒规则可以很好的衡量中国货币政策。刘斌(2006)提出了基于泰勒规则的最优简单货币政策规则，该规则涉及了货币政策的最终目标却没有涉及中介目标，这与夏斌、廖强(2001)取消货币政策中介目标的建议相吻合。然而，张屹山和张代强(2007)的研究发现，利率对预期通货膨胀率和预期产出的反应绝大多数都不足，这说明中国价格型利率政策是一种内在不稳定的货币政策。对此，张屹山和张代强(2008)估计了包含货币因素的最优利率规则，认为该利率规则能够保证经济偏离均衡状态或央行目标时，采取正确的政策调整方向。由此可见，关于中国数量型规则和价格型规则的研究虽不尽相同，却又表现出一致性，即货币政策规则可以考虑直接盯住最终目标。那么，在央行同时采用数量型规则和价格型规则的现实条件下，哪一种规则在熨平经济波动方面更加有效呢？本文将在识别和估计数量型规则和价格型规则的基础上，通过构建DSGE模型来研究不同货币政策规则的宏观经济效应。
其次是考察中国货币政策的有效性，即检验“货币中性”和“货币超中性”。之所以将货币数量型规则细分为货币供给水平规则和货币供给增长率规则，就是出于考察“货币中性”和“货币超中性”的考虑。黄先开和邓述慧(2000)、陆军和舒元(2002)主要采用实证计量回归的方法研究了货币供给对宏观经济变量的影响，认为短期“货币非中性”。刘斌(2001)、王君斌和王文甫(2010)、王君斌(2010)等采用VAR方法研究了货币供给增长率的变动对产出、消费等实际变量的影响，证明短期“货币非超中性”，这与货币经济学中“货币长期超中性”的一般结论相一致(Christiano et al.,1998)。由此可见，在短期内，货币政策既不是中性的，也不是超中性的，那么不同货币政策的宏观经济效应有何差异呢？即央行实施增加货币供给、提高货币增长率和加息等不同的货币政策时，实际产出和通货膨胀率将如何变动呢？
对此，一个首要的问题是：如何从数据中准确识别出不同的货币政策冲击？国内的实证研究大多采用直接的统计数据进行回归分析，然而由于产出、通胀等经济变量和货币供给、利率等政策变量同处一个经济系统中，存在相互影响的内生性问题，因而简单采用回归分析，难以准确识别不同货币政策的经济效应。对此，本文通过施加具有经济含义的约束条件从SVAR模型中识别出相应的货币政策冲击，这一方法业已成为评估货币政策的通行方法。同时，我们采用Romer & Romer(1989)分析美联储货币政策的Narrative方法检验结论的稳健性，即通过将货币政策执行记录、公开市场操作委员会(FOMC)的会议纪要与相应时期的宏观经济变动进行比照，分析特定货币政策的宏观经济效应。
与现有研究相比，本文具有以下特点。第一，基于中国人民银行实施货币政策的现实，将货币政策分为数量型规则和价格型规则，前者可又细分为货币供给水平和货币供给增长率两种，后者是指名义利率规则；第二，对以上各种货币政策的识别综合采用了SVAR方法和Narrative方法，通过将所识别的货币政策与货币政策执行历史相对照，可以检验货币政策识别的真实性；第三，通过引入中国现实经济特征(如垄断竞争、价格粘性等)，构建动态货币新凯恩斯模型，对以上不同货币政策的有效性进行评估。
二、数据处理和SVAR模型设定
为得到不同货币政策工具影响宏观经济的经验事实，本文采用结构向量自回归(Structural Vector Regression,SVAR)模型和Cholesky分解方法。
(一)变量选择与数据处理
首先，选取SVAR模型的内生变量。我们参照美联储的FRB/US模型，以及Christiano(1998，2006)、Gali(1999，2005)和Rotemberg &Woodford(1997)的一般做法，选取实际产出、通货膨胀率和货币政策变量。数据来源于中经专网统计数据库和《统计年鉴》2010版。鉴于货币政策外部时滞较短，我们认为选用季度数据是较为合适的，时间跨度是1992年第1季度到2009年第4季度，共72期。
需要特别说明的是货币政策变量的选择。如前所述，货币政策包括数量型货币政策和利率型货币政策。前者分为供给水平和货币增长率，分别用狭义货币量M1①、M1取对数差分来表示，一方面便于与现有研究文献的划分相对照，另一方面也与我国货币政策逐渐市场化的过程相吻合，即在货币数量控制上由货币供给控制逐渐转向货币增长率控制。名义利率用3个月法定存款利率②来表示，原因有三。一是采用活期存款利率与央行采用公开市场操作、央票和国债利率等的相关性更高，且对货币政策乘数的影响较为显著；二是从我国利率市场化的实际进展来看，贷款利率已经基本实现市场化，利率市场化主要是对存款利率而言。三是从利率市场化的实践来看，短期存款利率的变动最大。2012年中国人民银行两次扩大存贷款利率浮动区间，这被认为是利率市场化改革的实质性进展，从四大商业银行的反应来看，主要浮动的也是短期存款利率。
其次，对数据分别进行季节性调整、剔除通货膨胀、滤除趋势项等处理。实际产出(real GDP)由名义产出除以平减指数(deflator)得到，平减指数由居民消费价格指数(CPI)经过统一量纲处理后除以100得出；通货膨胀率由居民消费价格指数经过运算得到，即
其中，趋势项采用时间的线性形式；
(k=1，2，3)为季节哑变量。可见，实际产出缺口为剔除趋势项和季节项后的残差部分。Gali & Gertler(1999)、Gali et al.(2005)、Rudd & Whelan(2005)对产出缺口的经济学含义进行了详尽的讨论。
通货膨胀率的处理。对通货膨胀率(Inflation[，t])采用如下回归方程，残差项作为VAR模型中的通货膨胀率变量：
由于我国的名义利率受到管制，表现出阶段性、阶梯状调整的特征，为了平滑名义利率本文考查了两种情形。一是采用HP滤波后的名义利率作为VAR模型的一个内生变量，考虑到所采用的数据为季度数据，我们取滤波因子λ=1600；二是采用Christiano & Fitzgerald(1999)提出的全样本非对称BP(Band Pass)滤波器(下称CF-BP)。由于分别采用HP滤波的名义利率和BP滤波的名义利率构建VAR模型的结果无显著性差异，因此，本文将主要采用HP滤波平滑后的名义利率
构建VAR模型。
(二)SVAR模型的设定和识别
根据相关经济理论和文献，我们对以上货币政策施加如下识别条件：(1)由于货币政策存在外部时滞(王大树，1995；卞志村，2004；刘远征，2009；王君斌、薛鹤翔，2010)，货币供给水平、货币增长率和名义利率的变动当期不影响实际产出和通货膨胀率；(2)供给冲击(如技术水平变动)当期不影响通货膨胀率，这是由于价格调整存在粘性，CPI度量的通货膨胀率一般被看做经济的滞后指标。
三、中国货币政策冲击的识别与脉冲反应分析
本部分要解决三个问题，一个是从数据中识别出货币政策冲击，二是判断所识别的货币政策冲击是否真实，三是考察货币政策冲击的宏观经济效应。
(一)识别货币政策冲击
首先来看货币供给水平冲击，如图1所示。我们通过选取有代表性的三个时间段(1996年3季度～1998年1季度，2002年3季度～2003年2季度，2008年1季度～2009年4季度)将所识别的冲击序列与货币政策历史进行对照分析③，发现二者具有相当的吻合性。从图1中还可以看出，货币供给水平和实际产出、通货膨胀率之间并没有表现出明显的相关性趋势变动。相反的，货币供给水平在平均水平附近上下波动，表现出随机变动的特征。对此，有两种可能的解释，一是货币供给水平的控制没有遵循一定的规则，二是货币供给水平变动不是引起经济波动的重要因素。
图1 货币供给水平冲击的识别结果及其与实际产出、通货膨胀率的变动
其次来看货币增长率冲击，如图2所示。类似地，对照分析发现，所识别出的货币增长率冲击序列与央行的货币政策执行历史是非常吻合的。从图2中可以看出，与货币供给水平不同的是，货币增长率变动虽然与实际产出波动不一致，但是却可以解释大部分通货膨胀率的变动。例如，在1997Q1-1999Q1期间，伴随着货币增长率的震荡下行，通货膨胀率和实际产出也呈持续下降趋势，这对应于1997年亚洲金融危机后中国经济出现的“通货紧缩”。我们认为货币增长率冲击可以部分解释中国经济的周期波动，央行可能实施了盯住通货膨胀的货币增长率规则。
图2 货币增长率冲击的识别结果及其与实际产出、通货膨胀率的变动
最后来看名义利率冲击序列，如图3所示。一方面，对照分析发现所识别的名义利率冲击序列与央行的货币政策执行历史非常吻合。另一方面，利率与产出、通胀之间存在三个阶段性过程。一是1992年-1996年期间的利率市场化改革，以放开银行间同业拆借市场利率为标志，利率政策尚不具备调控宏观经济的能力。二是1997年-2004年期间的利率市场化改革，以改革再贴现率形成机制、建立再贷款浮息制度为标志，利率政策开始发挥作用，但还不能有效调控通胀。三是2004年-2009年期间，这一阶段的利率波动性显著增强，可以有效调控实际产出，但依然无法有效控制通胀。
综上所述，随着1992年-2009年期间利率市场化改革的推进，利率型货币政策的重要性不断提高。但是，利率政策调控经济的传导机制依然不畅，单一采用利率型货币政策的调控效果还不明显，数量型货币政策依然发挥着重要作用。问题是，相对于数量型货币政策而言，利率政策的调控效果是否更加有效？是否遵循了一定的执行规则？
图3 名义利率冲击的识别结果及其与实际产出、通货膨胀率的变动
(二)货币政策的宏观经济效应
为了回答上述问题，我们需要借助SVAR模型来分析货币政策的宏观经济效应，如图4-图6所示。图中实线表示产出和通胀对货币政策冲击的脉冲反应函数，虚线所包含的范围是用Bootstrap进行2000次反复取样得到的95%置信区间。
从图4中可以看出，扩张性货币供给政策将滞后2个季度提高实际产出，滞后1个季度提高通货膨胀率，且产出增长效应高于价格通胀效应。从图5中可以看出，扩张性货币增长率冲击将滞后1个季度持续增加实际产出，滞后4个季度产生通货膨胀，表现出明显的经济增长刺激效应。从图6可以看出，当央行加息时可以有效抑制实际产出，但是对通货膨胀存在正负交错性效应，加息抑制通货膨胀的有效性并不明显。事实上，这也与2004年以来中国利率政策的宏观效应相一致。
图4 货币供给水平冲击下的实际产出、通货膨胀率变动
图5 货币增长率冲击下的实际产出、通货膨胀率变动
综上所述，结论有三。一是数量型扩张货币政策对产出和通胀具有正向滞后效应；二是央行加息在显著抑制实际产出的同时，具有对通货膨胀的正负交错性效应；三是货币增长率政策和名义利率政策要比货币供给水平政策在熨平经济波动上更加有效，这与之前的实证分析相一致。
以上结论也得到了国内外相关研究文献的支持。例如，王大树(1995)、夏斌和廖强(2001)、卞志村(2004)、盛松成、吴培新(2008)、刘远征(2009)、Zhang(2009)、王君斌(2010)、王君斌和薛鹤翔(2010)等均认为数量型扩张货币政策对经济增长和通货膨胀存在正向滞后效应；谢平和罗雄(2002)、谢平和袁沁(2003)、张屹山和张代强(2008)、欧阳志刚和王世杰(2009)等研究发现加息显著抑制经济增长。
图6 名义利率冲击下的实际产出、通货膨胀率变动
四、中国货币政策的经验估计与规则设计
从上文的分析中可以看出，数量型货币政策和利率型货币政策的宏观效应存在显著差异。对此，我们首先给出两类货币政策的经验估计，然后将其纳入中国货币新凯恩斯主义模型中，通过数值模拟来量化评估何种货币政策更加有效。模型建立在动态随机一般均衡(Dynamic Stochastic General Equilibrium,DSGE)的分析框架上，这是当前国际主流的货币政策评估模型；同时，该分析框架与SVAR实证模型在结构上具有一致性，这为基于SVAR模型的经验事实来考察所建模型是否合理提供了理论基础。
(一)中国货币政策的经验估计
1.数量型货币政策
关于中国数量型货币政策的估计，国内外的相关研究还相对较少。万解秋和徐涛(2001)分析了中国内生性的货币供给政策，却没有给出相应规则的估计结果。Burdekin & Siklos(2005)认为中国人民银行执行的是McCallum规则④，Liu & Zhang(2007)在假设目标名义GDP年增速12%的基础上，发现McCallum规则无法刻画1991-2006年期间的中国货币供给，原因在于该规则没有刻画预期通胀率。Zhang(2009)在考虑预期通胀的基础上进行了重新估计，不过无法较好的模拟1994年以来的中国货币增长率。
2.利率型货币政策
关于中国利率型货币政策的相关研究较多。谢平和罗雄(2002)首次将中国货币政策用于检验Taylor(1993)规则，结果表明中国货币政策并非按照传统的泰勒规则操作。然而，陆军和钟丹(2003)运用协整分析得出了与之相反的结论。同时，Liu & Zhang(2007)也发现因为缺乏通胀预期，标准的泰勒规则无法刻画中国1992年-1996年间的名义利率变动。于是，国内学者开始引入通胀预期来估计前瞻性的利率规则，如卞志村和管征(2005)、刘斌(2006)、张屹山和张代强(2007、2008)等。Zhang(2009)在综合Clarida et al.(1998)、Smets & Wouters(2002)的基础上，估计了修正后的泰勒型利率规则。
本文在借鉴相关研究的基础上，采用GMM方法估计了如下名义利率规则：
值得注意的是，预期通胀系数和产出缺口(
)系数均大于0小于1，这表明两点。一是利率政策能够保证当经济偏离均衡或央行目标时逆向操作，从而熨平经济波动；二是货币政策对预期通胀和实际产出的反应不足，缺乏内在稳定性，这与夏斌和廖强(2001)、张屹山和张代强(2008)的研究结论一致。
(二)中国货币政策的模型评估
在中国的现实经济环境中，存在一些垄断竞争行业，如电力、石油、交通通讯等部门。同时，电价、油价、通讯资费等具有刚性特征，且大量产品的价格非同步调整，于是产生价格粘性。因此，从定性的角度来看，引入垄断竞争、名义价格刚性等非完全竞争因素来构建模型符合中国经济的实际情况，具有合理性和必要性。
1.中国货币新凯恩斯模型的构建
在引入价格粘性的方式上，我们参照Christiano、Eichenbaum & Evans(2005，下称CEE)的方法，因为CEE模型可以为混合型菲利普斯曲线提供微观基础。模型由家庭、厂商和货币当局构成，其中厂商由中间品厂商和最终品厂商构成，家庭在预算约束下实现预期折现加总效用的最大化，企业实现利润最大化，货币当局负责实施货币政策。
首先，代表性家庭的目标为：
关于消费的跨期最优欧拉方程(Euler equation)为：
式(12)、式(13)分别定义了货币供给水平的LM曲线和货币增长率的LM曲线。
其次，根据中间产品厂商和最终品厂商的利润最大化问题，可得如下混合新凯恩斯菲利普斯曲线(Hybrid New Keynesian Phillips Curve,HNKPC)：
其中，β表示家庭的时间折现因子，ω表示可调价厂商不能调价的概率，a表示总产出中劳动回报的份额，θ表示中间品需求的价格弹性。HNKPC代表经济中的总供给，表明通胀不仅受实际产出和通胀惯性的影响，而且强调了通胀预期的作用。
最后，货币供给的水平政策、增长率政策分别为式(6)和式(7)，利率政策为式(8)。
至此，我们获得与SVAR模型相匹配的货币政策冲击系统，分别为由式(10)、(11)、(14)和式(6)所构成的货币供给水平冲击系统，式(10)、(12)、(13)、(14)和式(7)所构成的货币增长率冲击系统，及式(10)、(14)和式(8)所构成的名义利率冲击系统。
2.参数校准和模型校验
基于两个方面的原因，参数估计主要基于单方程回归，而不是联立方程系统。一是大部分宏观经济变量的季度数据统计始于1992年，数据相对较短，二是中国正处于经济转型期，在过去20年中经济可能存在结构性变动。模型主要结构参数归纳在表1中。
首先校准参数σ、η和b。参照Zhang(2009)以及李春吉和孟晓宏(2006)，取σ=2。大部分文献一般选取η∈(0.5，6)，即对应的劳动供给弹性
在(0.15，2)之间，如Zhang(2009)通过GMM估计得η=6.16，由于其效用函数包含消费习惯(habit formation)，GMM估计会放大其估计值，因此选取η=3。根据Zhang(2009)基于中国1992-2006间季度数据的估计值，选取b=3.13。
其次，对式(14)的新凯恩斯菲利普斯曲线，采用常用的GMM方法⑤进行估计：
根据回归系数
，(i=1，2)得到β=0.98，这意味着当期通胀系数约为1.02＞1，这与国内大多数泰勒规则的研究相一致(石柱鲜等，2009)，同时也保证了模型唯一解的存在(Gali et al.,2007)。Chow & Li(2002)、张军(2002)和王小鲁、樊纲(2002)估计的劳动份额为a=0.50。基于中国1993-2007的季度数据，Zhang(2009)估计θ=4.61，由此可得ω=0.84，这意味着企业平均每1.19个季度调价一次。
在用模型评估货币政策的有效性之前，需要首先检验模型的现实解释能力。通过比较模型(如图7所示)和SVAR模型(图4-图6)的脉冲响应，可以发现二者的拟合程度较好，这意味着本文所构建的中国货币新凯恩斯模型具有较强的现实解释能力。
3.货币政策的有效性评估3.货币政策的有效性评估货币政策有效性的评估指标有三个。一是调控力度(strength)，即货币政策在最短时间内对经济的最大效应，定义为变量的峰值(谷底)/达到峰值(谷底)的时间，该比例越高，则货币政策调控经济的力度就越大。二是持续性(persistence)，定义为变量到达峰值(谷底)的时间。三是波动效应(fluctuation effects)，即货币政策引致经济波动的程度，定义为变量到达峰值(谷底)后收敛到稳态水平的时间。
图7 货币供给水平政策、货币供给增长率政策和利率政策的宏观调控效果
首先考察调控力度。在货币供给水平冲击下，实际产出在第2个季度达到3.3%的峰值，调控力度为1.65，通胀在第4个季度达到1.1%的峰值，调控力度为0.28，见图7。类似的，货币增长率冲击对实际产出的调控力度为1.6，对通胀的调控力度为0.18；名义利率冲击对实际产出的调控力度为16.5，对通胀的调控力度为4.23。由此可见，降息的利率政策可以最有效的增加产出、抵御通缩。
其次考察持续性。货币供给水平对实际产出的持续性为1个季度，对通胀为4个季度；货币增长率对实际产出的持续性为5个季度，对通胀为7个季度；名义利率对实际产出的持续性为1个季度，对通胀为6个季度。由此可见，提高货币增长率的扩张性货币政策，可以最为持久的增加实际产出，不过也伴随着更加持久的通货膨胀。
最后考察波动效应。在货币供给水平冲击下，实际产出在第2个季度达到峰值后，经历约18个季度缓慢回到稳态水平；通胀在4个季度达到峰值后，经历约4个季度缓慢回到稳态水平。类似的，在货币增长率冲击下，实际产出经历约20个季度缓慢回到稳态；通胀经历约8个季度；在名义利率冲击下，实际产出经历约10个季度缓慢回到稳态水平，通胀经历约8个季度。由此可见，央行实施货币增长率政策最容易引起经济波动，而利率政策对经济波动的影响则相对温和。
综上所述，我们可以得到三点结论。一是货币供给水平政策对经济的调控能力较差。二是虽然货币增长率政策对经济具有良好的调控能力，特别是对实际产出具有持久效应，但是比较容易带来经济波动。三是利率政策对经济运行的综合调控能力最好，不仅可以有效调控实际产出和通货膨胀率，而且不容易引起经济大幅波动。
(三)中国有效货币政策的规则设计
相对于数量型货币政策而言，利率型货币政策具有更好的宏观调控效果，而这又依赖于两个条件。一是央行要实施盯住通胀和产出的政策规则，从而避免政策制定者的机会主义行为(又称“动态不一致性”)，有效管理通胀预期；二是利率要市场化，以便保证通畅的货币政策传导机制。因此，设计中国的货币政策规则就要从这两个方面入手。
通货膨胀率 实际产出
图8 “通胀目标制”利率政策的调控效果
事实上，国内许多学者(如夏斌和廖强，2001；谢平和罗雄，2002；刘斌，2006；陈彦斌，2008；张屹山和张代强，2008；欧阳志刚和王世杰，2009)认为中国人民银行应该进一步推进利率市场化改革，采取更多盯住通胀(inflation targeting)的利率型货币政策。对此，我们将利率政策规则中预期通胀的系数提高0.4个点，得到通胀目标制的利率政策模拟结果，如图8所示。
比较图7右图和图8可以发现：在市场化利率条件下，央行实施主要盯住通胀的利率政策不仅更容易调控经济运行，而且平抑了经济波动。具体而言，在利率市场化条件下，相对于图7右图而言，当央行实施“通胀目标制”的利率政策时，实际产出的峰值较之前高出约0.2个百分点，在通货膨胀率的峰值较之前高出约0.01个百分点。同时，实际产出和通货膨胀率回到初始稳态水平的时间较以前缩短了约2～6个季度。
于是，我们可以得出两个基本推论。一是应该进一步推进利率市场化改革，畅通名义利率传导机制；二是随着利率市场化改革的不断推进，相对于盯住实际产出而言，名义利率规则应更多盯住通胀变动。
本文基于中国宏观季度数据的SVAR模型，采用Narrative方法和脉冲反应函数，在识别货币政策冲击的基础上，考察了不同货币政策的宏观效应。研究发现：货币供给水平政策的实施较为随意，宏观调控效果较差；货币增长率存在盯住通货膨胀的规则性，对实际产出具有显著而持续的效应；名义利率政策同时盯住通货膨胀和实际产出，虽然对通货膨胀表现出正负交错性效应，但是总体宏观调控的效果较好。之后，在估计中国货币政策的基础上，通过构建动态货币新凯恩斯模型，对市场化利率下不同货币政策的有效性进行了评估。考虑到正在不断推进的利率市场化改革，我们给出了中国有效货币政策的规则设计。
中国实施要盯住通货膨胀的积极名义利率规则，关键在于利率市场化改革。一方面，采用名义利率规则，需要通过利率市场化改革，扩大由具有风险意识和自主定价能力的金融机构构成的微观主体；另一方面，只有实施市场化利率，才能增强银行等金融机构对货币政策的敏感性，价格型利率政策在央行货币政策调控中才能发挥更大作用。然而，目前存贷款利率市场化改革的最大障碍可能在于央行对存贷款利率完全放开后商业银行的承受能力和银行体系的稳定有诸多的担心。因此，利率市场化改革需要采取渐进的方式，在完善金融机构微观经营机制的同时，进一步加强财政政策、产业政策与货币政策之间的协调配合，着力推动公司治理结构改革，进一步夯实利率市场化改革的微观基础和市场基础。
①本文选用狭义货币量M1的原因在于，中国人民银行在1996年正式确定M1为货币政策中介目标、M0和M2为观测目标(夏斌、廖强，2001)，因而选用M1度量央行货币供给政策较为准确。同时，本文也用广义货币量M2对所采用的VAR模型进行了稳健性检验，具体结果可向作者索取。
②本文同时采用6个月短期名义法定贷款利率作为名义利率变量，对VAR模型的实证结果进行了稳健性检验。
③这里，我们是采用Narrative的事件分析法进行对照检验，限于文章篇幅没有给出详细的说明。有兴趣的读者可以自行对照检验，或者向作者索取。
⑤Hansen和Singleton(1982)提出GMM方法用于求解带有预期变量的动态优化模型。Gali和Gertler(1999))等新凯恩斯菲利普斯曲线也是采用GMM进行模型的参数估计。国内采用GMM方法估计新凯恩斯菲利普斯曲线的研究还相对较少，陈彦斌(2008)采用基于微观数据的OLS方法估计了中国的新凯恩斯菲利普斯曲线。
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