时变参数选择模型与货币政策的时变反应分析，本文主要内容关键词为：货币政策论文,模型论文,参数论文，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。
一、引言
货币政策的作用机制问题一直是现代宏观经济理论研究的核心，货币政策的长期中性是古典两分法成立的必要条件，而短期货币政策有效是名义经济与实际经济传导存在障碍的体现（注：M.Friedman,The Role of Monetary Policy.American Economic Review,1968(58),pp.1-17.）。货币政策长期无效命题的直接政策启示是，货币政策的最终作用目标是价格水平，而货币政策短期有效命题的直接政策启示是，货币政策可以影响短期经济波动。正是货币政策长期目标和短期目标的结合，才使得货币政策兼顾了价格稳定和刺激需求的双重任务，这使得货币政策的制定和调整变得复杂起来。早期研究主要关注货币政策对于价格水平（通货膨胀和通货紧缩）和实际波动（产出波动和就业波动）的具体作用及其传导机制，进而判断货币政策的作用效果（注：B.Bernanke and A.Blinder,Credit,Money and Aggregate Demand.American Economic Review,1988(76),pp.435—439.）。这样的研究一般将货币政策作为宏观经济调整的有效手段，认为货币政策的制定具有一定的外生属性；近年来，人们对于货币作用机制的研究开始倾向于货币政策的内生性，也就是认为货币政策的制定受到了宏观经济条件的影响，现实经济条件在一定程度上决定了货币政策的方向和强度（注：H.W.Chappell,T.M.Havrilesky and R.R.McGregor,Partisan Monetary Policies:Presidential Influence through the Power of Appointment.Quarterly Journal of Economics,1993(107),pp.185—218.）。为此，通过刻画货币政策的具体状态（扩张和紧缩）和执行规则（主动和被动），判断货币政策对于宏观经济条件（名义经济条件和实际经济条件）的反应，特别是对于各种经济冲击的反应，已经成为分析现实经济（执政党派、市场条件和经济运行等）对于货币政策反馈影响的主要方法。这种定量的货币政策对于宏观经济条件的反应描述，被称为货币政策的反应函数。
货币政策反应函数可以度量货币政策指数（policy indicator，经常使用各种基金利率或者货币存量指标）表示与货币政策的宏观经济目标（经常包括国民收入、通货膨胀率和失业率等）之间的相互关系。如果现实经济运行是稳定的，没有出现一定程度的阶段性转变（regime switching），那么具有固定常数的货币政策反应函数可以在一定程度上解释货币政策对于宏观经济条件的反应（注：D.Morgan,Asymmetry Effects of Monetary Policy.Economic Review,Fedcral Reserve Bank of Kansas,second quarter,1993,pp.21—33.），判断宏观经济条件对于货币政策形式和方向的影响，并且分析货币政策是否具有内生性等问题。
应该说具有固定参数和线性形式的货币政策反应函数确实可以在一定程度上定性地揭示货币政策与宏观经济条件之间的关系，但是，同其他经济计量模型评价经济政策受到“卢卡斯批判”命题（Lucas，1976）质疑一样，具有常系数和线性形式的货币政策反应函数，无法反应出货币政策对于宏观经济条件的反馈影响，这就是说当实行某种货币政策以后，受货币政策影响，宏观经济条件也会发生一定程度的变化，这时仍然使用固定系数和线性形式的反应函数度量货币政策对于宏观经济条件的反应，确实存在着模型逻辑体系上的缺欠。为此，需要引入具有时变参数的货币政策反应函数，并且需要扩展原有模型的线性约束。
在本文当中，我们在建立和估计具有时变参数的货币反应函数的同时，将致力于检验货币政策对于宏观经济条件的反应及其灵敏性。货币政策具有内生属性的逻辑前提同货币政策有效性的逻辑前提不同，这时要求货币能够作为实际产出的度量符号和流通媒介，货币规模和变化代表实际产出的规模和波动。通过实际经济对名义经济的反馈影响，可以判断货币政策的制定原则（外生还是内生）和实施效果（产出效果和价格效果）。在第二节中，我们利用时间序列趋势分解的H－P滤波方法，描述和识别货币政策状态，然后介绍固定参数二项选择模型，并且将其推广成为变参数的状态空间模型。在第三节中，我们给出了固定参数和时变参数模型的估计和检验结果，由此讨论相应的货币政策启示。
二、时变参数离散选择模型与货币政策反应函数
为了利用离散选择模型描述货币政策对于宏观经济运行的反应过程，我们首先需要定量地刻画货币政策状态。为此，我们采用单变量时间序列分解方法将货币变量当中的趋势成分分离出来。假设SM[,t]＝1表示货币政策处于扩张状态，SM[,t]＝0表示货币政策处于收缩状态。 我们利用M[,0]或者M[,1]存量的同比增长率表示货币政策（使用M[,2]更为合理一些，但是由于没有合适的数据而放弃）。我们需要对这些序列进行H－P滤波分解。
H－P滤波是一种时间序列在状态空间中的分解方法（注：R.J.Hodrick and E.C.Prescott,Post-War U.S.Business Cycles:an Empirical Investigation.Working Paper,Carnegie University,1980.）。对于时间序列x[,t]，t＝1，2，…，T而言，通过H－P 滤波可以选择满足下式的趋势成分T[,t]：
其中λ是趋势当中各种变化程度产生的权重。此时序列当中对应的周期成分是：y[,t]＝x[,t]－T[,t]。λ的最优选取是：λ＝σ[2][,x]／σ[2][,y]，σ[,x]和σ[,y]分别是时间序列当中趋势成分和周期成分的标准差。
将从货币供给增长率当中获得的H－P滤波分别表示为HP（GM[,0]）[,t]和HP（GM[,t]）[,t]，则其中的波动成分（变量前面加上符号C）为：
C（GM[,0]）[,t]＝（GM[,0]）[,t]－HP（GM[,0]）[,t]，C（GM[,1]）[,t]＝（GM[,1]）[,t]－HP（GM[,1]）[,t]（2）
图1和图2给出了货币存量增长率当中的趋势和波动成分（本文所有数据来源为《中国人民银行统计季报》，并且对实际产出的季度数据进行了月度分解和季节调整）。从图中可以看出，货币供给增长率体现出了一定程度的波动性，并且波动性体现出局部聚类的周期模式。究竟这些波动是货币政策本身形成的，还是出于对宏观经济条件的反应，这是我们需要探察和检验的关键问题。图中的柱形图代表波动成分，也是出现在货币增长率上的政策冲击，这是判断货币政策方向和强度的主要依据。
图1.M[,0]增长率及其分解
图2.M[,1]增长率及其分解
当波动成分大于零时，货币增长率的当前值高于趋势水平，这时认为货币政策是扩张的，否则便认为货币政策是收缩的。这样可以得到具有二项状态的时间序列：当C（GM[,0]）[,t]＞0时，（SM[,0]）[,t]＝1；当C（GM[,0]）[,t]＜0时，（SM[,0]）[,t]＝0。利用M[,1]代表货币政策状态时的情形可以类似处理。为了形象地表明货币政策的状态及其转化，图3和图4给出了利用M[,0]和M[,1]增长率波动成分描述的货币政策状态。
图3和图4中类似条形码的图形表示了扩张性和紧缩性货币政策的持续和交替过程。对比M[,0]和M[,1]增长率波动成分所体现的货币扩张和货币紧缩频率，我们发现它们具有几乎相同的模式，只是M[,0] 表示的情形下，扩张和收缩之间的转换稍微多一些，这说明M[,0]变量比M[,1]变量更为灵敏。
图3.货币政策状态（M[,0]）
图4.货币政策状态（M[,1]）
货币政策可能对产品市场、劳动力市场和价格水平出现的冲击产生反应，因此我们利用实际GDP增长率GY[,t]的波动程度和通货膨胀率π[,t]的波动程度表示对应的实际冲击和名义冲击。由于我国货币政策的主要作用目标是价格稳定和持续经济增长，为此我们忽略了货币政策对于失业状态的反应（主要原因是失业率数据的限制）。类似地，利用H－P滤波方法构造产出增长率序列中的波动成分CGY[,t] （减去相应的H－P滤波）和通货膨胀率序列中的波动成分Cπ[,t]（减去相应的H－P滤波）变量：
图5和图6给出了实际产出增长率和通货膨胀率当中的趋势和波动情形。从中可以看出，从1996年经济实现“软着陆”以后，我国的名义经济和实际经济都出现了波动性稳定的趋势，周期性的分界已经不再那么明显了。另外产出增长率和通货膨胀率基本上“双峰”并存，只是通货膨胀率降落的幅度明显大于经济增长率，并且已经出现了通货紧缩的迹象。
图5.实际产出增长率及其分解
图6.通货膨胀率及其分解
如果使用具有固定系数的离散选择模型度量货币政策反应，可以建立下述线性货币政策反应函数（模型当中可以引入多阶滞后变量，T 是样本容量）：
上述模型中通货膨胀率表示货币政策的价格稳定目标，实际GDP 增长率表示货币政策的产出稳定目标，参数估计的预计符号应该都是负的，意味着当出现过高的通货膨胀和过快的经济增长时，货币政策的扩张指数降低，表示出现反周期紧缩性货币政策状态的可能性增加。
由于线性模型无法满足选择变量的有界性要求，同时模型具有异方差性质，此时如果采用古典最小乘估计，则估计不具有一致性和大样本性质，因此需要将其推广为下述某种概率指数模型（注：W.H.Greene,Econometric Analysis.Prentice-Hall,Inc.）：
上述具有固定参数的二项选择模型可以采用极大似然估计将参数及其对应的检验统计量估计出来。
由于货币政策反应依赖宏观经济条件，并且依赖产出水平和通货膨胀水平，因此对于在高水平和低水平下发生的各种冲击，货币政策应该具有不同的反应程度，例如在通货膨胀水平较低的时候出现了价格上升，货币政策及时反应的可能较小，而当通货膨胀率已经很高的时候出现了价格继续攀升，则货币政策的紧缩性可能将大大增加。货币政策的动态反应可以在反应模型当中引进参数的时变性质体现出来。可以利用状态空间模型（state space model）表示具有时变参数的选择模型：
量测方程（或者控制方程）为：
利用类似于Kalman滤波的估计方法（注：W.H.Greene,Econometric Analysis.Prentice-Hall,Inc.），可以对似然函数进行叠代估计，得到上述状态空间模型的参数及其方差估计，其中需要对分布函数使用适当的级数展开（具体推导、叠代过程和初值选取方法略）。
有时仅仅注重货币政策对于单独变量的时变反应，这时可以将其他变量系数假设为固定的，这样可以更为清楚地判断变量的反应轨迹。上述固定系数和时变系数选择模型的估计结果、参数检验和动态分析，在下节一并给出。
三、货币政策内生化一时变反应函数的新发现
由于模型当中的阶数表明货币政策对于产出波动和价格波动产生反应的滞后阶段（以月度为单位），我们以参数估计的显著性为依据，选取滞后1个月的短期反应和滞后6个月的中期反应进行分析。首先得到下述具有固定系数的模型估计结果。M[,0]增长率冲击对于实际冲击和价格冲击的反应方程为（依次为Probit模型和Logit模型估计，括号内是估计对应的t－统计量值，*号表示在5％的水平下显著）：
M[,1]增长率冲击对于实际冲击和价格冲击的反应方程为（Probit模型和Logit模型）：
在上述模型的参数估计中和系数估计的显著性上，货币存量度量标准和分布函数形式并没有产生显著差异，因为无论是发生在M[,0]还是M[,1]上的冲击反应，无论选择Probit模型还是Logit模型，参数估计的符号和显著性基本上都是相同的，这说明在短期内使用正态分布和Logit分布度量货币政策效果没有显著差异。主要原因是这两种分布只有尾部性质差别较大，在均值附近的性质基本相同。从模型参数估计的符号上看，同我们所预期的货币冲击的反周期反应是相符的，货币政策对于实际冲击的反应显然大于对价格冲击的反应。
在上述具有固定参数选择模型估计的基础上，我们继续估计时变参数模型，分别选取滞后1阶和滞后6阶的变量系数具有时变性。下面仅给出Probit模型的估计结果（所有系数估计均在1％的水平下显著，相应的t－统计量略），利用Tobit模型估计也可以得出类似结论，具体估计结果和分析略。
图7和图8给出了滞后1阶（1个月）后时变参数的动态轨迹（其中水平虚线表示固定参数情形的反应系数）。从图7可以看出， 货币政策对于价格水平变化滞后1个月的反应波动比较灵敏，并且在1991年至1993年间、1998年至2000年间出现了对于价格水平顺周期反应的高峰，这说明在这两个阶段对于价格水平的变化，货币政策具有一定程度的顺周期反应。特别是在后一个时期内，刺激内需时伴随着启动价格上升的意愿；从图8可以看出， 货币政策对于实际冲击体现出显著和稳定的反周期反应，并且反应程度也出现了显著变化。非常重要的一点是，我们从货币政策反应程度上也发现了货币政策对于实际冲击反应具有显著的非对称性（注：D.Morgan,Asymmetry Effects of Monetary Policy.Economic Review,Federal Reserve Bank of Kansas,second quarter,1993,pp.21—23.），即经济处于快速增长期间的紧缩性货币政策效果（1993年至1996年间）大于经济收缩阶段扩张性货币政策效果（1996年至2001年），这说明货币政策紧缩性抑制快速经济增长具有显著效果，但是利用扩张性货币政策刺激经济复苏却难以保证实现预期效果，这是目前未采用积极货币政策，而坚持货币政策稳健性的主要原因。
图7.M[,0]对于名义冲击的滞后1期反应过程
图8.M[,0]对于实际冲击的滞后1期反应过程
图9和图10给出了滞后6阶（6个月）后时变参数的动态轨迹。 从图9可以看出，滞后6个月的货币政策对于价格水平变化的反应程度和方式同滞后1个月的情形基本相同，尤其在反应模式上具有类似性。反应过程的基本特点是局部出现反周期和顺周期调控的交替。滞后1个月和滞后6个月的类似反应形式，表示货币政策对于价格冲击反应还是比较灵敏的，体现了货币政策的短期价格稳定目标；图10表示的货币政策对于实际冲击的反应强度开始明显大于1个月滞后的情形，这说明货币政策对于实际产出的波动在6个月之后出现了更为明显的反应，进一步体现了货币政策稳定经济增长的反周期政策目标。1996年至2000年间反应系数的平稳性，确实体现了这个区间货币政策的稳健性。需要注意的是，从2000年开始，货币政策的反应强度开始显著增强，基本达到了1994年至1995年间的高峰水平，这是促使2001年我国经济增长速度接近8％的主要原因之一。
图9.M[,0]对于名义冲击的滞后6期反应过程
图10.M[,0]对于实际冲击的滞后6期反应过程
另外需要注意到，从上述系数曲线（除图8以外）看， 时变系数模型的参数估计基本上围绕着固定系数模型的估计水平波动，其主要原因是从1990年开始至今，我国货币政策稳定价格水平和保持经济增长的目标没有发生显著变化，其间没有发生重大的阶段性转变。在图8中， 时变参数估计明显低于固定参数估计，表明货币对于实际冲击的反周期性减弱，这是经济仍然处于高位增长的原因。
类似地，可以考虑M[,1] 冲击对于实际冲击和名义冲击的时变参数模型，这时滞后1阶和滞后6阶的时变系数选择模型（Probit模型）估计为：
图11和图12给出了滞后1阶情形下时变参数的动态轨迹，图13 和图14给出了滞后6阶情形下时变参数的动态轨迹。 利用狭义货币存量变化表示货币政策时，它对于名义冲击的反应方式同M[,0] 情形下的反应方式是基本相同的，突出地显示出1998年以后价格的顺周期调整迹象；在对实际冲击的反应过程中，初期和中期反应的模式基本相同，但是反应幅度上出现了显著变化，尤其是从滞后6个月的反应来看，1993年至1996年出现了货币政策的顺周期反应，表明这个阶段的高速经济增长当中具有一定程度的货币扩张作用。从1996年以后，货币政策反应逐渐开始恢复了反周期的稳定性。
图11.M[,1]对于名义冲击的滞后1期反应过程
图12.M[,1]对于实际冲击的滞后1期反应过程
图13.M[,1]对于名义冲击的滞后6期反应过程
图14.M[,1]对于实际冲击的滞后6期反应过程
在我们上面的分析当中，利用基础货币供应量和狭义货币供应量增长率当中的变化表示货币政策状态，其结论有一定程度的差异。主要原因是由于M[,1]具有更大的货币基数，更能代表名义活动规模， 因此一些微弱的货币政策反应可能在M[,1]当中出现弱化或者消失， 因此货币政策在基础货币供应量当中反应得更为明显和准确一些。
一般情形下，可以通过变量的边际系数反应冲击作用的灵敏性，即判断单位变量冲击对于政策反应的影响。在固定系数情形下，边际反应的灵敏性曲线可以通过反应函数的偏导数给出。例如对于名义冲击的货币政策收缩反应的边际系数为（φ（x）表示标准正态概率密度函数）：
上述灵敏性反应过程当中，由于含有的其他变量过多，无法合理地指定名义冲击的范围，我们只是示意给出图15和图16的灵敏性曲线。
在固定系数情形下（图15），在1994年至1996年间出现了较大的波动性（从绝对水平上还是比较微弱的），这时紧缩性货币政策对于通货膨胀反应比较强烈，这个期间正是我国价格水平上升速度较快的时期；在时变系数情形下（图16），我国货币政策的灵敏性曾经出现在两个高峰时期，一个是1992年间，一个是1998年至2000年间，在这两个阶段中，由于对于名义冲击的货币收缩反应的边际效果比较显著，使得在这两个期间内均出现了价格稳定的局面。
图15.固定系数下M[,0]紧缩反应的灵敏性
图16.时变系数下M[,0]紧缩反应的灵敏性
四、货币政策时变反应分析的基本结论
上面我们从货币政策的短期目标和长期目标出发，利用具有滞后解释变量的离散选择模型，来判断货币政策对于实际经济冲击（产出冲击）和名义经济冲击（价格冲击）的动态反应，尤其是在状态空间模型框架下建立了多元时变参数选择模型，并且比较了固定系数和时变系数模型的估计结果和检验结论，这些模型和检验方法是对货币政策反应函数动态分析的新尝试，我们从这些模型估计和检验当中得到了很多具有启发性的实证结论。仅从货币政策对于现实经济条件具有敏感反应这一点上，就已经为货币政策内生性的推断提供了有力的实证支持。在上面的模型分析和统计检验当中，我们得到了三点主要结论。
首先，我们认为，利用H－P滤波进行时间序列的趋势分离，并且根据周期成分度量货币政策状态，是一种可行的政策描述方法，这种描述方法的优点是要比常用的主观描述方法更为具体和客观（注：J.F.Boschen and L.O.Mills,The Relation between Narrative and Money Market Indicators of Monetary Policy.Economic Inquiry,1995(33),pp.24—44.），但同时也具有政策状态转变频率较大的缺点。我们的模型结果表明，利用二项选择模型可以较好地度量和检验货币政策对于宏观经济条件的反应，而利用时变系数模型更能体现货币政策对于不同水平下的实际冲击和名义冲击的反应方向和强度。因此，具有控制变量（政策目标）和状态选择（政策状态）的状态空间模型是分析货币政策反应的重要模型，我们的模型构造、参数估计和假设检验均得到了预期的效果，此类模型可以进一步用于描述和分析其他经济政策和经济周期问题。
其次，从实证结论当中我们发现，在我国经济运行当中，货币政策的制定和调整是依据现实经济运行条件的，货币政策制定者对于经济发展状态给予了充分关注，并且根据经济运行态势及时地对货币政策进行调整，一直将保持快速经济增长和稳定价格水平作为主要政策目标。在我国经济当中，不仅货币政策影响实际经济和名义经济运行，而且经济运行状态对于货币政策产生了显著的反馈作用，这使得货币政策的制定和执行具有相当程度的内生属性，以前计划经济体制下僵硬的货币供给规则和长期固定的利率政策，已经逐渐地被市场经济体制下的产品市场、货币市场和其他要素市场的约束条件所取代，货币政策成为了调节和影响实际经济与名义经济之间关联的主要手段。模型估计结果表明，我国货币政策产生反应的可能时滞大约在6个月左右， 这就是说货币政策针对现实进行修正和实行的时间间隔大约是半年左右。这在政策调整上是比较迅速的，说明中央银行和相关决策部门对于宏观经济形势的监测和判断比较及时，而且掌握了一定的有效调整货币供给和需求的方法和手段。货币供给和需求调整的有效性是以买方市场形成为前提的，只有当经济中总需求形成了均衡的短边因素时，从名义角度的扩张政策才能够对于实际经济产生显著影响，同时货币政策对于供给冲击和价格冲击的反应也是在社会总供给具有相当能力下实现的，因此当前实行积极的需求扩张政策是货币政策具有反应灵敏性的前提。
第三，从货币政策对于名义冲击的反应过程来看，它对价格冲击的反应出现了顺周期和反周期的交替，其政策目标也经历了抑制通货膨胀和缓解通货紧缩之间的转变，这在时变参数的动态轨迹上清楚地体现出来。从理论上分析，货币政策的长期目标是保持稳定的价格水平，但是为什么却出现频繁的短期价格反应呢？我们认为，出现这样的货币反应涉及货币政策究竟应该是规则化的，还是应该允许一定程度的相机选择，当价格水平具有一定程度的粘性或者向下刚性时，规则化的货币政策是长期价格稳定的首选方式（注：R.J.Barro and D.B.Gordon,Rules,Discretion and Reputation in a Model of Monetary Policy.Journal of Monetary Economics,1983,12(1),pp.101—121.），但是当出现一定程度的价格向下灵活变动（通货紧缩）时，相机选择的货币政策却有助于消除名义冲击带来的负面影响。因此，在市场结构和要素结构不断发生转轨或者变化的条件下，货币政策对于价格冲击的短期灵敏反应，正是实现其长期价格稳定目标的重要方式。为了验证这种观点，我们需要注意到，价格反应的时变系数估计基本围绕着固定系数估计波动，而固定系数估计大多接近于零水平，这意味着或者是价格稳定是货币政策的长期水平，或者是货币政策的长期中性。
从货币政策对于实际冲击的反应过程来看，我们的实证结果表明，货币政策的反应具有相当稳定的反周期迹象，并且体现出一定程度的非对称性。从反周期的稳定性上看，当实际经济过热的时候，货币政策出现了明显的紧缩性反应；当实际经济增长缓慢的时候，货币政策出现了适时的松动。因此货币政策的短期目标是保持经济的稳定增长，这同它的短期有效性是相符的；通常情况下，可以通过检验货币政策对于实际产出的作用效果来判断它是否具有非对称性（注：J.P.Cover,Asymmetric Effects of Positive and Negative Money-Supply Shocks.Quarterly Journal of Economics,November,1992,pp.1261—1282.），而我们却利用货币政策对实际产出的反应程度来判断它的非对称性，这是一种新的逻辑推理方式。在经济过热时期货币政策紧缩性反应明显程度大于经济萧条期间货币政策扩张性反应程度，正是因为货币政策的紧缩性效果大于货币政策的扩张性效果，这确实隐含着一种预期作用的非对称性。
显然，货币政策对于宏观经济条件产生反应的目的最终还是要实现货币政策的预期目标。这种货币政策对于现实经济产生作用、现实经济对于货币政策产生反馈、对货币政策方向和强度进行调整的过程，就是货币政策操作的基本过程。应该注意到，我们上面论述的基本结论和政策启示是建立在模型估计和检验基础上的，可以作为货币政策反应的基本特征，但对于形成这些反应方式的深层次原因（体制和市场因素等），还有待于进行详细和深入的研究，需要在更深层次上揭示货币政策的动态反应过程，特别是中间传导过程。