混合預期增廣的Phillips曲線與中國最優貨幣政策規則
——基于SVAR模型的實證研究

艾洪德，郭 凱

(東北財經大學 金融學院/應用金融研究中心，遼寧 大連 116025)

中國經濟在經歷了2008年的探底之后，從2008年底的谷底開始迅速反彈，但隨之而來的是通脹率也迅速上升，到2011年3月，CPI通脹率達到6.27%，RPI通脹率更是達到6.03%，持續攀升的居民消費價格指數加深了社會公眾和理論界對未來通脹持續上升的擔憂。為應對不斷上漲的通脹率，人民銀行不得不采取緊縮的貨幣政策，并于2011年首次將穩定通脹預期、控制通脹率作為貨幣政策的首要目標，且公布了全年調控通脹率的目標區間，但這樣一來，勢必要以降低GDP增速為代價，因而貨幣政策陷入兩難境地。一個更加尷尬的結果可能是通脹率沒有降低而產出缺口下降，這意味著通脹率與產出缺口的權衡關系失效，導致貨幣政策可能產生經濟的不確定性。問題的關鍵在于反映通脹率與產出缺口權衡關系的Phillips曲線，Phillips曲線作為貨幣政策的主要傳導機制，其有效與否直接影響貨幣政策的有效性。自然的問題便是，中國Phillips曲線具有怎樣的特征?在中國Phillips曲線的傳導機制下，貨幣當局的最優貨幣政策規則是怎樣的?最優貨幣政策規則的效果如何，以及中國Phillips曲線的特征對政策規則有效性會產生怎樣的影響?本文正是基于上述問題展開研究的。

一、文獻綜述

Phillips曲線用以衡量通脹與產出缺口之間關系以及刻畫通脹短期動態過程，是新凱恩斯基準模型的一個基本方程，它與IS曲線方程一同反映貨幣政策的傳導機制。新凱恩斯主義學派的經濟學家們一直致力于研究如何將公眾預期附加到傳統的Phillips曲線中，以反駁理性預期學派“貨幣政策無效”的觀點，其中，代表性文獻包括 Fischer［1］、Taylor［2］、Calvo［3］、Fuhrer 和 Moore［4］、Gali 和Gertler［5］以及Giannoni和Woodford［6-7］等。新凱恩斯學派認為，即使公眾存在理性預期，但短期內價格和工資仍然存在粘性，因而市場無法持續出清，名義總需求變動存在短期非中性，產出缺口與通脹之間存在交替關系。在傳統的Phillips曲線中引入通脹預期有兩種方式，即適應性預期或向后搜索的通脹預期和理性預期或向前搜索的通脹預期。兩種預期增廣的Phillips曲線的內涵截然不同。首先，適應性預期增廣的Phillips曲線可以視為通脹率的一個AR方程，因而可以解釋經濟中廣泛存在的通脹持續性現象和貨幣政策效應的滯后性與漸進性，理性預期增廣的Phillips曲線卻無法解釋通脹慣性和貨幣政策沖擊 (特別是對通脹)的滯后性［4-8］。其次，兩種預期增廣的Phillips曲線對不同時期的產出缺口與通脹率的關系的解釋是不一致的，理性預期增廣的Phillips曲線意味著通脹率先于產出缺口變化而變化。近期研究則試圖混合兩種預期方式，逐漸形成以工資—價格粘性和信息粘性、理性預期以及適應性預期為假設前提的混合預期增廣的Phillips曲線。理論文獻中混合兩種預期方式大致有三種途徑:一是基于粘性工資—價格理論;二是基于粘性信息理論;三是將兩者理論相融合。

Phillips曲線不僅可以反應通貨膨脹的動態特征，而且可以刻畫貨幣政策傳導機制，貨幣當局通過調整政策工具影響產出缺口，進而通過改變產出缺口影響通貨膨脹，從而實現貨幣政策最終目標的穩定。因此，新凱恩斯經濟學家開始基于Phillips曲線構建用于貨幣政策分析的模型框架，并在這一新凱恩斯主義模型框架內探討最優的貨幣政策規則及其相應的貨幣政策效應。

King等［9］將動態隨機一般均衡模型 (DSGE)中的最優消費決策歐拉方程 (Eulor Equation)和壟斷競爭廠商均衡定價決策方程進行泰勒線性展開并取其一階線性泰勒展開式，其中前者作為IS曲線或總需求曲線的近似方程，后者作為Phillips曲線或總供給曲線的近似方程，這樣，新凱恩斯經濟學家就將DSGE模型轉化成近似線性化的線性理性預期模型 (LRE)。在LRE模型框架內，以累加折舊的二次損失函數作為經濟變量 (產出缺口和通貨膨脹率)實際值偏離目標值的目標損失函數，利用IS曲線及其變形和Phillips曲線及其變形作為約束條件來刻畫貨幣政策傳導機制，可以推導出基于Phillips曲線的最優貨幣政策規則。LRE模型簡化了貨幣政策規則的分析框架，并且可以使其相對容易地擴展至更為復雜的情形，可以使經濟學家研究各種約束條件下的最優貨幣政策規則，例如利率平滑約束、通脹慣性約束、非對稱性約束和流動性過剩約束等。Giannoni和Woodford［6-7］在LRE模型框架內推導出通脹慣性約束下的最優利率規則，其中通脹慣性約束方程為一階滯后混合預期增廣的Phillips曲線;Eric［10］則分析了理性預期增廣的非線性Phillips曲線約束下的最優通脹目標規則。

國內學者也對中國Phillips曲線和貨幣政策規則進行了研究，代表性文獻可以區分為兩類:一類研究側重于泰勒規則、前瞻性利率規則或其他貨幣政策規則，主要是考察哪種規則形式更加符合中國貨幣政策的操作方式，以及在這種政策規則下，單一的貨幣政策沖擊的效果。謝平和羅雄［11］考察了泰勒規則對中國貨幣政策的適應性;趙進文和高輝［12］考察了基于匯率的LWW政策規則及其政策效果;陸軍和鐘丹［13］則考察了一個前瞻性的利率規則。另一類研究側重于Phillips曲線特別是混合Phillips曲線的形式，主要是考察通脹預期的形成方式、通脹慣性以及通貨膨脹的其他動態特征 (如通貨膨脹的區制轉移特征和結構突變特征)。劉金全等［14］利用狀態空間區制轉移模型研究了中國Phillips曲線特征和通貨膨脹動態過程;楊繼生［15］研究表明中國通貨膨脹的動態性質具有短期新凱恩斯混合Phillips曲線的典型特征;李昊和王少平［16］在蘊含微觀經濟基礎的結構混合Phillips曲線框架內研究了中國通貨膨脹預期的結構和性質。這些研究均表明，中國通貨膨脹在一定程度上具有慣性特征，中國通貨膨脹預期同時具有理性預期和適應性預期，中國Phillips曲線具有混合預期增廣的Phillips曲線的典型特征。

本文試圖在相關研究的基礎上，在基準LRE模型框架內，引入混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線，進而推導出最優貨幣政策規則。進一步，本文還試圖基于SVAR模型對中國最優貨幣政策規則進行實證檢驗和沖擊響應分析，最終提出關于中國如何實行最優貨幣政策規則、如何管理通脹的政策建議。本文創新性體現在兩個方面:一是在完全時間一致性標準［17］以及Giannoni和Woodford［6-7］的通脹慣性LRE模型的基礎上，推導出基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優貨幣政策規則的“混合”形式;二是在考察中國混合Phillips曲線形式和通脹慣性特征的基礎上，在貨幣當局實施“混合”貨幣政策規則的前提下，利用2000年1月—2011年3月的季度數據和SVAR模型，進一步考察產出缺口、通脹率以及短期名義利率對需求 (擾動)沖擊、供給 (擾動)沖擊和貨幣政策(擾動)沖擊的廣義沖擊響應路徑和結構沖擊響應路徑，以檢驗“混合”貨幣政策規則的政策效果。

二、模型構建

1.基準LRE模型

基準LRE模型包括目標函數和約束條件?；鶞蔐RE模型的目標函數為考慮均衡利率的二次隨機累加折舊社會損失函數，在完全時間一致性標準下，社會貼現因子被設定為1，因而目標函數具有如下隨機穩態形式［17］:

其中，yt為實際產出水平偏離均衡產出水平的百分比 (即產出缺口)，πt為通脹率，it為短期名義利率，y*(y*≥0)為產出缺口的目標水平，π*為通脹率的目標水平且通常簡化為0，i*為短期名義利率的均衡值，參數γy為貨幣當局對實際產出偏離其目標水平的意愿程度，參數γi為貨幣當局對名義利率偏離其均衡水平的意愿程度。

基準LRE模型的約束條件包含兩個基本方程，即IS曲線方程和理性預期增廣的Phillips曲線方程。這兩個約束條件分別具有如下形式:

其中，εg，t和εu，t均服從白噪聲過程。顯然，(2)式和 (3)式反映了新凱恩斯主義的基本思想，即暫時的名義價格剛性會在短期內引起貨幣的非中性。

(2)式是由標準消費Eulor方程對數線性化得來的，它與傳統的IS曲線方程最大區別在于當期產出不僅取決于利率，而且取決于預期產出，由于消費者具有平滑消費的意愿，因而較高的預期產出會增加當期產出;負相關系數φ0反映了跨期消費替代的利率彈性;由于模型沒有投資，因而產出等于消費加上一個外生過程，這一外生過程可以被解釋為政府支出變化或偏好變化，這些外生過程對Eulor方程的凈影響都被包含在需求沖擊εg，t中。(3)式是對所有壟斷競爭廠商均衡定價決策的對數近似，每一個廠商都面臨一條對其差異產品的向下傾斜的需求曲線;產品價格存在Calvo粘性，即只允許一部分廠商調整其產品價格;產品價格的動態特征體現了通貨膨脹與產出的短期權衡的關系，相關系數為λ;生產邊際成本的外生移動都被包含在供給沖擊εu，t中。

LRE模型的最優解即為最優貨幣政策規則。由于LRE模型的目標函數是二次損失函數，約束條件均為線性方程，因而可以運用拉格朗日最優化方法求解最優貨幣政策規則，且最優貨幣政策規則是線性的。對于基準LRE模型，最優貨幣政策規則具有如下線性形式:

其中，ρ1、ρ2、φ1、ψ1、ψ2為反應系數，εi，t為貨幣政策沖擊。顯然，形如 (4)式的利率規則是目標經濟變量的線性函數，利率規則是內生反應規則。φ1＞1意味著名義利率對通脹率的反應是積極的，0＜φ1＜1意味著名義利率對通脹率的反應是消極的，φ1＜0意味著名義利率對通脹率的反應是超消極的。同理可以應用于名義利率對產出缺口的反應。

2.基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型

在新凱恩斯模型中，適應性預期是混合Phillips曲線得以推導的微觀基礎，因此，混合Phillips曲線的函數形式就取決于對適應性預期價格的函數形式的設定。Gali和Gertler［5］在結構模型框架中，認為適應性預期價格水平取決于通貨膨脹率的一階滯后項，最終推導出來的混合Phillips曲線也僅包含通脹率的一階滯后項。后續研究對此提出了質疑。Roberts［18］認為，由于公眾預期并非完全理性，Phillips曲線中附加理性預期的通脹率總是存在度量誤差，因而需引入通脹率的滯后項，為避免非完全理性的誤差影響，Roberts建議引入通脹率的高階滯后項。Zhang等［19］則進一步從廠商定價的角度為Phillips曲線中的通脹率的高階滯后動態特征提供了微觀行為基礎，認為廠商當期定價的依據并非僅是通脹率的最近滯后項，而是通脹率所有滯后項的加權平均。相關實證研究也考慮了通脹率的高階滯后特征，Gordon［20］將通脹率的滯后項階數設為24個季度，楊繼生［15］則依據實證結果，將通脹率的動態滯后調整階數設為2個季度。鑒于此，本文設定混合預期增廣的Phillips曲線具有如下結構化的高階滯后形式:

其中，λ、β、δb，j為結構參數。λ含義同 (3)式，反映了Phillips曲線的本質。β值為私人貼現因子，反映了Phillips曲線理性預期增廣的特點，β值越大，廠商與公眾理性預期和向前看的特征越顯著，貨幣政策的前瞻性應當越強，貨幣當局越應重視通脹預期管理。δb，j反映了通脹慣性對通脹的影響，因而其值通常也大于零，這也為本文選擇通脹率的滯后階數提供了判別標準，即選擇滯后階數k=k*，k*滿足)且)。同時則可以作為通脹慣性的度量指標，其值越大，通脹慣性越強，廠商與公眾適應性預期和向后看的特征越顯著，貨幣政策的時滯效應越強，貨幣當局應減少貨幣政策的調整頻率，進而將貨幣政策的重點轉向治理通脹慣性方面。

基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型就是在基準LRE模型的基礎上，將 (3)式替換為 (5)式，進而給出基于混合 Phillips曲線的最優貨幣政策規則。借鑒 Giannoni和Woodford［7］對LRE模型通脹慣性約束條件的設定，本文也相應地對混合Phillips曲線 (5)式做出修正，且具有如下函數形式:

其中，參數 λy、βπ、α1、α2、…、αk()應滿足如下k+2個方程組:

在完全時間一致性標準下，基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型的目標函數具有如下隨機穩態形式:

LRE系統 (7)式、(2)式、(6)式的最優貨幣政策規則具有如下線性形式:

其中，ρ1、ρ2、κ1、κ2、φ1、…、φk+1、ψ1、ψ2為反應系數，εi，t為貨幣政策沖擊。

比較 (4)式和 (8)式，貨幣政策規則 (8)式呈現出兩個顯著特點。首先，前瞻性正向特征。預期通脹率和預期產出缺口均出現在利率反應規則中，且反應系數κ1和κ2均大于零，這意味著預期通脹率或預期產出缺口上升，貨幣當局應當提高短期名義利率，這反映了貨幣政策規則的前瞻性特征和理性預期在貨幣政策傳導機制中的關鍵作用。在高通脹背景下，穩定通脹成為貨幣政策的重中之重，在混合Phillips曲線中，通脹預期上升會使Phillips曲線外移，從而降低產出缺口與通脹率的短期權衡的關系，導致貨幣政策效果下降，因而貨幣當局應當對通脹預期上升做出正向的反應，也相應提高短期名義利率。同時，為防止通脹預期過高以致自我實現，貨幣當局還應采取一定措施，例如增強貨幣政策操作的透明度、獨立性以及公開承諾通脹率的目標區間，來穩定通脹預期。其次，通脹慣性負向特征。通脹率的高階滯后項也出現在利率反應規則中，但當期通脹率反應系數與滯后通脹率反應系數的符號不同。當期通脹率的反應系數φ1＞0，這表明當期通脹率上升，短期名義利率也上升，在高通脹背景下，貨幣當局為穩定通脹會采用更加積極的政策規則，此時當期通脹率上升，短期名義利率會以更高比例的幅度上升。因此，在高通脹慣性背景下，貨幣當局應減少貨幣政策的調整頻率，進而將貨幣政策的重點轉向治理通脹慣性方面，例如增強貨幣政策的信譽度、透明度以及降低信息不對稱。

三、計量模型與變量

1.計量模型設定:SVAR

基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型可以作為一個聯立方程系統進行估計。聯立方程系統作為以經濟理論為基礎對變量關系進行描述的模型，其所使用的經濟計量方法屬于結構性方法。但這種結構性方法并不足以對變量之間的動態關系提供一個嚴密的說明，而且當內生變量出現在方程的左端和右端時，結構系統的估計和推斷就變得非常復雜。為克服這一問題，本文試圖將聯立方程系統轉化為一種非結構化的結構向量自回歸模型 (SVAR)，并在這一非結構化的多方程模型基礎上進行實證分析。

將IS曲線方程 (2)式、混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線 (5)式、最優貨幣政策規則(8)式組成的LRE系統轉化為SVAR系統。這就涉及到 (5)式和 (8)式中對k*的取值。通過對(5)式進行GMM估計，①限于篇幅，這里沒有給出GMM具體估計結果，其中工具變量為1-4階滯后CPI通脹率、CPI通脹預期、當期產出缺口、產出缺口預期和一階滯后產出缺口。結果顯示:當k*=1時，滯后調整系數估計值顯著大于零;當k*=2時，滯后調整系數估計值也顯著大于零，但二階滯后系數估計值小于一階滯后系數估計值;當k*=3時，一階滯后和二階滯后系數估計值顯著大于零，但三階滯后系數值顯著小于零，三階滯后系數為-0.4120。依據本文對混合Phillips曲線滯后階數的選擇標準，本文選擇k*=2，這表明中國通脹的持續性大致為2年，這與張成思和楊繼生的觀點基本一致。因此，有SVAR系統:

SVAR系統 (9)式的向量中包含7個內生變量，這意味著要識別 (9)式，至少需要施加21個約束條件。本文這里采用短期約束的第二種約束形式，即由經濟系統給出的具體參數值建立短期約束。(9)式的A-B型約束形式為:

其中，A為7×7的單位矩陣，B為SVAR的7×7的結構因子矩陣，且:

其中，C(1)、C(2)、…、C(12)為矩陣B的待估計的12個參數，顯然，對矩陣A和B賦值元素的個數大于21。因此，在結構式 (10)式的短期約束下，SVAR系統 (9)式可以被識別。

2.變量與數據

本文實證分析涉及到的變量包括GDP缺口、通脹率和短期名義利率。本文選擇2000年1月—2003年3月共47個季度數據作為樣本量，數據來源于中經網統計數據庫。

(1)GDP缺口

理論界對GDP缺口的估計方法主要有兩類:一類是Cobb-Douglas生產函數法。另一類是對實際產出的時間序列進行分解，包括線性趨勢、HP濾波和卡爾曼濾波 (單變量與多變量狀態空間)。本文采用加入虛擬變量的線性趨勢方法，以平滑GDP的季節波動。為消除通脹影響，將名義季度GDP轉化為實際值，同時采用X12方法對實際GDP進行季節性調整。

在構建線性趨勢模型估計潛在GDP時，主要考慮三點:首先，考慮到實際GDP表現出較強的季度波動特點，用線性估計時，需加入三個虛擬變量［11］D1、D2和D3。其次，因變量選擇實際GDP的對數值，這樣可以直接將殘差項作為GDP缺口的一致估計值。最后，實際GDP和潛在GDP可能是非平穩序列，實證檢驗表明線性趨勢模型存在AR(1)序列相關，在回歸元嚴格外生的假定下，還需要對原模型進行校正，校正模型的參數估計采用可行廣義最小二乘法 (FGLS)進行估計。

(2)通脹率

通脹率的衡量通常有兩種方法，即消費者價格指數 (CPI)和商品零售價格指數 (RPI)，兩者最主要的區別是消費者價格指數將服務價格計算在內。本文選擇CPI來衡量通脹率，主要因為:首先，RPI剔除了服務價格水平，不足以反映一般價格水平的變化，CPI能更全面地反映中國物價變化的程度。其次，CPI與GDP關聯度更高。最后，CPI相對于RPI數據更容易獲得，在2000年之前，中國官方只公布CPI的月度與年度同比數據，月度環比數據不可得;從2000年開始，國家信息中心經濟預測部發布《中國數據分析》，開始公布2000年1月以來的CPI的環比數據。由于本文得到的CPI數據是月度數據，在計算中通過三項移動平均求出季度CPI數據，然后利用公式 (季度CPI-1)×100%即可求出季度通脹率。

(3)短期名義利率

本文借鑒國際上通行的以金融機構間同業拆借資金價格作為一國金融市場基準利率或國際金融市場基準利率的做法，例如美、英金融市場基準利率分別為美國聯邦基金利率和LIBOR，香港金融市場基準利率一個重要參考標準為HIBOR(香港同業拆借利率)，采用上海同業拆借利率作為名義利率衡量指標。本文采用2001年1月—2011年3月的7天同業拆借加權平均利率作為市場化利率。

四、實證結果

1.SVAR結構參數估計

本文對SVAR模型 (9)式的結構參數估計分四步來進行:第一步，對內生變量作數據平穩性檢驗，主要采用單位根檢驗方法。第二步，估計SVAR模型的簡化式，得到簡化式系數矩陣的估計值Φ1。第三步，估計SVAR模型的A-B型約束式 (10)式，得到結構因子矩陣C-10的估計值。第四步，計算SVAR模型的系數矩陣Γ1=C0Φ1，進而估計出最優貨幣政策規則 (8)式的參數值。

SVAR模型的結構參數估計首先需要對組成向量的內生變量作數據平穩性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法。ADF單位根檢驗通常假設內生經濟變量 zt服從數據生成過程 zt=α+ρzt-1+rt，其中，α、ρ、r、δi為估計參數，εt為隨機誤差項且服從獨立同分布的白噪聲過程。原假設為H0:ρ=1，對立假設為H1:ρ＜1，檢驗統計量采用ADF的t統計量，檢驗臨界值采用麥金農 (Mackinnon)臨界值。最優滯后期p值的選擇標準為:保證殘差項不相關的前提下，同時采用AIC準則與SC準則作為最佳時滯的標準，使二者的值同時為最小的滯后長度即為最佳滯后期。表1給出了不同經濟變量的ADF單位根檢驗結果。從表中可以看出，通脹率和產出缺口在不同顯著性水平下均呈現出數據平穩性，短期名義利率在5%和10%的顯著性水平下呈現出數據平穩性。表2和表3分別給出了簡化式系數矩陣Φ1和結構因子矩陣C-10的具體估計結果。本文還計算出系數矩陣Γ1。

表1 ADF單位根檢驗結果

表2 SVAR模型簡化式系數矩陣估計結果

表3 SVAR模型結構因子矩陣C-10估計結果

2.基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的中國最優貨幣政策規則

將系數矩陣Γ1和表3的結構因子矩陣的逆矩陣C0代入SVAR模型 (9)式，就可以得到基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優貨幣政策規則:

在最優貨幣政策規則 (11)式中，短期名義利率對產出缺口預期和通脹預期的反應系數均大于0，當產出缺口預期或通脹預期上升時，貨幣當局應提高短期名義利率，這反映了貨幣政策操作的前瞻性特點;短期名義利率對當期產出缺口和當期通脹率的反應系數均大于0，但小于1，這表明貨幣政策規則是消極的，當當期產出缺口和當期通脹率上升時，貨幣當局應提高短期名義利率，但提高的幅度小于當期產出缺口和當期通脹率上升的幅度，當CPI通脹率上升1%時，短期名義利率應提高4.41個基點;短期名義利率對滯后通脹率的反應系數均小于0，這反映了貨幣政策操作的慣性特征，同時也反映了貨幣政策時滯性和通脹慣性對短期名義利率調整的抵消作用。

貨幣政策規則 (11)式的前瞻性和慣性的“混合”特征歸因于混合預期增廣的Phillips曲線。(5)式中結構參數 β、δb，1、δb，2的估計值分別為 0.7995、0.1997、0.3005，其中通脹慣性大小為0.5002(滯后系數累加值)，這表明中國Phillips曲線具有混合預期增廣的二階滯后特征，且理性預期特征強于適應性預期特征，這一結論與相關文獻的結論基本一致。

關于 (11)式的規則值，由于等式右邊存在二階滯后項，因而缺失2000.1、2000.2和2011.3三個季度的規則值。通過對比短期名義利率的真實值與貨幣政策規則值可以看出，真實值與規則值的調整方向基本一致，但調整幅度有所不同。以2010年和2011上半年為例，2010.1短期名義利率的真實值、規則值分別為 1.6633、1.8168，2010.4短期名義利率的真實值、規則值分別為 2.8733、2.3552，2011.2短期名義利率的真實值、規則值分別為4.2267、4.0173，顯然規則值較小，這意味著在近期GDP增速下滑和高通脹背景下，貨幣當局不必過度提高短期名義利率，可以選擇適度降低名義利率，同時將貨幣政策重點轉向穩定通脹預期和降低通脹慣性方面。

五、沖擊響應分析

SVAR模型沖擊響應分析的目的是在混合預期增廣的Phillips曲線的貨幣政策傳導機制下，在最優貨幣政策規則 (11)式的貨幣政策框架下，模擬貨幣政策沖擊、需求沖擊和供給沖擊對產出缺口、通脹率以及短期名義利率的影響路徑。

對SVAR模型 (9)式而言，刻畫某種沖擊對模型結構的動態影響需要區分沖擊的類型。由結構約束式 (10)式可知，沖擊類型可以區分為兩種。一種沖擊源于LRE系統本身的貨幣政策沖擊εi，t、需求沖擊εg，t和供給沖擊εu，t，在SVAR模型的結構約束下，這三類沖擊稱之為結構沖擊。另一種沖擊源于結構約束式的擾動向量Et，由 (10)式可知，向量Et中的隨機擾動可以表示為結構沖擊的線性組合，因此，在SVAR模型的簡化式中，向量Et中也存在對結構系統有重要影響的三類復合沖擊，分別記為貨幣政策擾動Ei，t、需求擾動Eg，t和供給擾動Eu，t。因此，本文對SVAR模型 (11)式的沖擊響應分析區分為擾動影響和結構沖擊影響。對于擾動影響，本文采用廣義沖擊響應函數，因為廣義沖擊響應函數克服了喬利斯基分解所依賴的VAR模型變量的次序問題。對于結構沖擊影響，本文采用結構約束式中的結構因子矩陣作為正交轉換矩陣，即采用結構沖擊響應函數。

圖1分別給出了SVAR模型中產出缺口、通脹率和短期名義利率對一個標準差的貨幣政策擾動Ei，t、需求擾動Eg，t和供給擾動Eu，t的廣義沖擊響應路徑。可以看出:首先，當正向貨幣政策擾動發生時，產出缺口在初始季度會有小幅下降，且從第二季度開始下降，下降幅度為-0.0015，第4季度又有小幅下降，下降幅度為-0.0012，之后的時期則始終保持在零產出缺口水平附近，這表明，貨幣政策擾動對產出缺口的影響有滯后效應，但影響不明顯;通脹率小幅上升且始終保持在一個正的水平，這表明貨幣政策擾動對通脹影響的滯后期無限或政策效果是不確定性的，這是因為中國經濟存在較高的通脹預期和通脹慣性，這也意味著貨幣政策重點應轉向調控通脹預期和降低通脹慣性方面，而非一味依賴調控利率;短期名義利率則小幅上升。其次，當正向需求擾動發生時，產出缺口在第二季度迅速上升，上升幅度為0.0110，隨后迅速回落至零產出缺口水平;通脹率則在第五季度之前始終保持上升的水平，在第五季度的上升幅度為0.0069，從第五季度開始逐漸回落至零通脹率水平，因而需求擾動對通脹率影響較大，且產出缺口下降的同時通脹率仍在上升，這表明通脹率存在較強的慣性;由貨幣政策規則 (11)式，短期名義利率與同期產出缺口和同期通脹率正相關，與通脹慣性負相關，因而短期名義利率先上升后下降，但上升幅度較小。最后，當正向供給擾動發生時，產出缺口先上升后下降;通脹率則持續上升到第四季度達到最高然后開始回落，通脹率之所以沒有迅速上升，是因為正供給沖擊 (例如原材料減產)導致預期邊際成本上升，廠商對名義產品價格的制定取決于當期和預期邊際成本，在價格粘性和通脹慣性條件下，只有部分廠商會提高產品價格，另部分廠商會采用適應性預期調整產品價格，因而提高的產品價格 (無論中間產品還是最終產品)會部分緩慢地反映在通脹率上;短期名義利率也同樣先上升后下降，但最終趨于一個正的水平。

圖1 SVAR系統中產出缺口 (GDP1_GAP)、通脹率 (CPI)、短期名義利率 (nominal_rate)對一個標準差貨幣政策擾動 (Εi，t)、需求擾動 (Εg，t)、供給擾動 (Εu，t)的廣義沖擊響應路徑

圖2分別給出了SVAR模型中產出缺口、通脹率和短期名義利率對一個標準差的貨幣政策沖擊εi，t、需求沖擊εg，t和供給沖擊εu，t的結構沖擊響應路徑。可以看出:首先，當正向結構貨幣政策沖擊發生時:產出缺口先上升后下降，在第二季度達到正峰值，在第三季度又降為0，從第三季度開始為負值并逐漸下降，在第4、5季度達到負峰值，降幅為-0.0011，顯然政策滯后期為3個季度，政策效果在滯后4、5個季度達到最大;通脹率從第二季度開始上升并始終保持在正值水平，貨幣政策效果不顯著;短期名義利率逐漸上升，并始終保持一個正利率水平。其次，當正向結構需求沖擊發生時，產出缺口先上升后下降，在第二季度均達到正峰值，上升幅度為1，這表明結構需求沖擊對產出缺口的影響較大，因而為實現和穩定經濟增長，應當首當其沖拉動需求，通脹率先上升后下降，在第六季度達到峰值，升幅為0.7927，這表明需求上升在促進經濟增長的同時，還會引發需求拉動的通脹，此時，貨幣政策在調整利率的同時，應著重穩定通脹預期和降低通脹慣性;短期名義利率則先上升后下降。最后，當正向結構供給沖擊發生時，產出缺口先上升后下降，在第五季度達到正峰值;通脹率先上升后下降，在第四季度達到峰值，升幅為0.0139，這表明供給沖擊對通脹的影響相對于需求沖擊小得多;短期名義利率則先上升后下降。

圖1 SVAR系統中產出缺口 (GDP1_GAP)、通脹率 (CPI)、短期名義利率 (nominal rate)對一個標準差貨幣政策沖擊 (εi，t)、需求沖擊 (εg，t)、供給沖擊 (εu，t)的結構沖擊響應路徑

貨幣政策沖擊的廣義沖擊響應路徑和結構沖擊響應路徑均表明中國貨幣政策會產生不確定性理性預期均衡，這一結論與謝平和羅雄［11］是一致的。同時，中國CPI通脹率在1992—1996年和2005—2008年均形成了一個“窄尾正駝峰”式的軌跡 (限于篇幅，這里沒有給出CPI通脹率的時序圖)，在一定程度上也驗證了不確定性的結論。這可能是因為中國產出缺口與通脹率的權衡特征不顯著。實證分析表明，中國混合預期增廣的Phillips曲線的結構參數λ的估計值小于0，這不僅反映了中國貨幣政策傳導機制受阻，而且表明中國通脹形成的主要驅動因素是通脹預期和通脹慣性。傳導機制受阻必然降低“混合”利率規則 (11)的政策效果，并可能引發經濟的不確定性。因此，在以規則行事的貨幣政策框架內，除了依據最優貨幣政策規則調整名義利率外，貨幣當局更應加強基于通脹預期和通脹慣性的通脹管理。

六、結 論

本文基于貨幣政策規則的LRE模型框架，引入混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線，推導出最優“混合”貨幣政策規則，并基于SVAR模型對中國最優“混合”貨幣政策規則進行實證檢驗和沖擊響應分析。綜合本文規范分析和實證分析的結果，可以得出如下結論:

其一，基于混合預期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優貨幣政策規則具有前瞻性正向特征和通脹慣性負向特征的“混合”特征。當預期通脹率或預期產出缺口上升時，貨幣當局應當提高短期名義利率;當當期通脹率上升時，短期名義利率也應上升，但通脹慣性抵消了名義利率的上升幅度。

SVAR的實證分析表明:短期名義利率對產出缺口預期和通脹預期的反應系數均大于0，這反映了中國貨幣政策操作的前瞻性特點;短期名義利率對當期產出缺口和當期通脹率的反應系數均大于0，但遠小于1，這表明中國貨幣政策規則是消極的，依據規則，當CPI通脹率上升1%時，短期名義利率應提高4.41個基點;短期名義利率對滯后通脹率的反應系數均小于0，這反映了中國貨幣政策操作的慣性特征和貨幣政策時滯性。中國貨幣政策規則的前瞻性和慣性的“混合”特征歸因于混合預期增廣的Phillips曲線。實證結果表明中國Phillips曲線具有混合預期增廣的二階滯后特征，理性預期和適應性預期特征均非常顯著，且理性預期特征強于適應性預期特征。通過對利率調整的規則值與真實值的比較，結果表明，在高通脹背景下，貨幣當局不必過度提高短期名義利率，可以選擇適度降低名義利率，同時將貨幣政策重點轉向穩定通脹預期和降低通脹慣性方面。

對通脹預期，為防止通脹預期過高以致自我實現，貨幣當局應采取一定措施，例如增強貨幣政策操作的透明度、獨立性以及公開承諾通脹率的目標區間來穩定通脹預期。對通脹慣性，理論而言，通脹慣性可能源于工資或價格剛性、緩慢的市場預期調整和較低的貨幣政策信用程度;對中國而言，市場預期調整緩慢和央行信用程度的不完美可能是造成中國通脹慣性較高的主要原因。因此，在高通脹慣性背景下，貨幣當局應采取緩慢漸進的“混合”政策調整方式，減少貨幣政策的調整頻率，同時增強貨幣政策的信譽度、透明度以及降低信息不對稱和時間不一致性。

其二，廣義沖擊響應分析和結構沖擊響應分析表明，產出缺口、通脹率和短期名義利率對貨幣政策 (擾動)沖擊、需求 (擾動)沖擊和供給 (擾動)沖擊具有滯后效應;通脹慣性對廣義沖擊響應路徑和結構沖擊響應路徑具有顯著影響;貨幣政策效果具有不確定性特征。實證分析表明，中國混合預期增廣的Phillips曲線的產出缺口與通脹率的權衡特征不顯著，這反映出中國貨幣政策傳導機制受阻，并表明中國通脹形成的主要驅動因素是通脹預期和通脹慣性。傳導機制受阻必然降低“混合”貨幣政策規則的政策效果，并可能引發經濟的不確定性。因此，在以規則行事的貨幣政策框架內，除了依據最優貨幣政策規則調整名義利率外，貨幣當局更應加強基于通脹預期和通脹慣性的通脹管理。

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