“機會主義”策略在中國貨幣政策中的運用研究*

趙 娜 郝大鵬 李 力

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“機會主義”策略在中國貨幣政策中的運用研究*

趙 娜1郝大鵬2李 力3

（1.南開大學經濟學院 天津 300071）（2.天津大學管理與經濟學部 天津 300072）（3. 南開大學金融學院 天津 300071）

我國正處于經濟結構調整的“新常態”時期，穩健的貨幣政策應采取“機會主義”策略，同時兼顧產出和通脹的變化以穩定物價水平和經濟增長，為經濟結構轉型升級創造良好的貨幣環境。本文基于1993-2014年間我國利率、通貨膨脹率和產出增長率的季度數據，構建了平滑轉換形式的“機會主義”貨幣政策規則，估計出包含產出中間目標的我國貨幣政策的反應函數，并通過廣義脈沖響應分析變量之間的動態影響機制。研究結果發現：我國貨幣政策的調節實際上兼顧了產出增長率和通貨膨脹率的變動，并表現出明顯的門檻效應和非對稱性。而且，利率的調節力度依賴于產出與其中間目標的偏離程度，當產出與其中間目標的偏離較小時，利率對于通脹缺口反應較溫和；而一旦產出波動較大時，利率則會做出激烈的反應以期迅速穩定經濟。

“機會主義” 貨幣政策 平滑轉換模型 中間目標 廣義脈沖響應函數

一、引 言

2014年12月，中央經濟工作會議指出：央行將繼續實施穩健的貨幣政策，更加注重松緊適度，同時貨幣政策應該增強前瞻性、針對性、靈活性，并適時適度預調微調。可見，我國貨幣政策帶有一定的相機抉擇特點，這雖然有利于保持宏觀經濟穩定，但卻不利于穩定市場預期。Barro和Gorden（1983）證明在相機抉擇的條件下產出并沒有得到系統性增加，卻會導致更高的通貨膨脹。隨后，Taylor（1993）等學者提出的泰勒規則成為西方國家貨幣政策操作的指南。然而，近年來不少學者提出了“機會主義”策略貨幣政策。與泰勒規則相似，該貨幣政策規則也以穩定物價和經濟增長為主要目標，但允許通貨膨脹目標根據歷史通貨膨脹率和目標通貨膨脹率進行動態變化，而利率則根據當前通脹率與時變的通脹中間目標之間的缺口大小進行靈活調整。因此，這種貨幣政策既可以看作是靈活機動的泰勒規則，又可以視為施加約束的相機抉擇。部分學者也從理論上證明了當央行損失函數表現為某種非線性形式時，“機會主義”貨幣政策是最優的（Orphanides和Wilcox，2000；Marzo等，2009）。自2015年以來，我國已進入全面深化改革的“新常態”時期，宏觀經濟呈現出的最大特點是經濟增長速度減緩、經濟下行壓力增大、經濟轉型和結構調整陣痛凸顯。同時，地方政府債務和影子銀行風險顯現、外貿增速放緩，宏觀經濟不確定性因素顯著增加。因此，面對日益復雜的經濟形勢，貨幣政策應該靈活運用各種政策工具實時調節市場流動性以保持經濟的平穩運行。在這一背景下，“機會主義”貨幣政策規則對于我國實現宏觀經濟的穩定增長具有重要的理論價值和實踐意義。

關于“機會主義”策略在貨幣政策中的運用研究，國外學者Orphanides（1997）利用隨機模擬對比分析了“機會主義”貨幣政策和傳統貨幣政策規則在面臨同樣的外生沖擊時，產出缺口、通貨膨脹率和利率三者的動態變化路徑及其達到均衡狀態時的概率分布。Petersen（2007）采用平滑轉換模型對美國產出和通貨膨脹率的季度數據進行實證檢驗，結果發現：與泰勒規則相比，“機會主義”貨幣政策能更好地擬合美聯儲利率操作的歷史軌跡。Martin和Milas（2010）通過1983-2004年間美國前4季度平均通脹目標和長期通脹目標的加權平均值設定通脹中間目標，并對美聯儲貨幣政策的反應函數進行估計。研究表明，當通脹缺口不超過1%時，美聯儲并沒有對通脹缺口做出反應，而是主要關注產出增長；但當通脹缺口大于1%時，美聯儲則重點關注通脹治理。目前，國內對“機會主義”貨幣政策的研究相對較少，鄧偉和唐齊鳴（2013）通過構建含時變通脹和產出中間目標的閾值模型對“機會主義”貨幣政策進行了實證分析，研究表明，我國貨幣政策調節程度主要依賴于通脹、產出與其中間目標的偏離大小，即當通脹或產出與其中間目標偏離較大時，利率會做出比較激烈的反應；而當二者分別處于調節區間內時，利率并沒有對產出和通脹做出明顯反應。

縱觀已有文獻，貨幣政策均表現出一定程度的非線性和非對稱性。例如，王建國（2006）利用Chow斷點檢驗對我國貨幣政策在1997年亞洲金融危機前后進行實證分析，結果表明我國名義利率水平彈性在1997年前后發生了顯著變化。Castelnuovo等（2008）基于馬爾科夫體制轉換模型對二戰后美聯儲的貨幣政策進行實證研究，結果發現，美國的貨幣政策反應函數具有明顯的非對稱性：在經濟衰退時期美聯儲更加關注經濟增長，而在經濟繁榮時期則比較關注通貨膨脹。張屹山和張代強（2008）采用門限回歸方法檢驗了加入貨幣供應量的泰勒規則，研究表明，包含貨幣供應量因素的利率規則具有非線性特征，即貨幣高增長狀態下通貨膨脹和產出缺口的響應系數要顯著大于貨幣低增長狀態下的系數值。中國人民銀行營業管理部課題組等（2009）通過構建非線性二次Logistic平滑轉換模型，并將通貨膨脹率作為轉換變量研究我國貨幣政策規則，結果表明，利率與通貨膨脹率、產出缺口和貨幣供應量增長率之間存在顯著的非線性關系。同時，在反應區間內，利率規則具有較好的穩定性；而在反應區間外，利率操作不足會抑制通脹率的上升。鄭挺國和劉金全（2010）將“泰勒規則”擴展為具有時變通脹目標的體制轉移模型，并將我國貨幣政策規則劃分為“惰性”和“活性”兩個體制，同時指出在不同體制下，利率對于通貨膨脹率和產出增長率的敏感程度明顯不同。刁節文和章虎（2012）構建包含利率、匯率和貨幣供給因素的金融狀況指數，并結合非線性泰勒規則，通過實證分析發現，利率、通脹率和產出缺口呈現出平滑轉換的非線性形式，而且利率的操作會隨著通脹率和經濟增長的實際運行表現出明顯的時變性。卞志村和孟士清（2014）研究認為，基于馬爾科夫轉換模型的泰勒規則能夠很好地刻畫我國央行貨幣政策的行為，而傳統的線性泰勒規則存在著明顯的估計不足。

綜上，有關非線性貨幣政策的研究方法主要有馬爾科夫體制轉換模型，閾值回歸模型和平滑轉換回歸模型。馬爾科夫體制轉換模型是假定機制轉換由外生的不可測馬爾科夫鏈決定，它只能給出不同體制之間的轉換概率，并不能給出轉換的具體形式，而且也沒有對機制發生變化的原因做出相應的合理解釋。閾值回歸模型在轉換值處具有突變性，即當狀態變量超過某一閾值點時，模型所描述的狀態發生突變，這不符合貨幣政策平滑操作的實際要求。而平滑轉換回歸模型則可以使模型在不同體制之間漸近變化，這一平滑轉換的特點為解釋央行貨幣政策行為提供了更好的研究框架。另一方面，隨著我國經濟增速逐步下調，央行制定的產出和通脹目標也可能隨之調整。因此，本文基于已有文獻的研究成果，結合我國的實際情況構建了時變的貨幣政策中間目標，并創新性地將平滑轉換回歸模型應用到“機會主義”貨幣政策中，從而估計出我國貨幣政策操作的利率反應函數。并進一步通過廣義脈沖響應分析變量之間的動態影響機制，以期得到有關我國貨幣政策操作的有益啟示，為我國貨幣政策實現穩定物價水平和經濟增長目標提供重要的理論參考依據。

二、“機會主義”貨幣政策規則及平滑轉換回歸模型

（一）“機會主義”貨幣政策規則

Taylor（1993）提出的貨幣政策規則為：

這里，i為短期名義利率；*為長期均衡實際利率；π為通貨膨脹率；*為通貨膨脹目標值；y為產出缺口即實際產出與潛在產出的偏差。和分別是利率對通脹缺口和產生缺口的反應系數。該利率規則認為，利率和通脹缺口、產出缺口呈現線性關系，且設定不變的目標通脹率。然而，Dolado等（2000）、Nobay和Peel（2003），以及Surico（2007）研究指出，宏觀經濟的非線性以及央行損失函數的非線性可能會導致非線性的泰勒規則，而且，央行通貨膨脹的目標值也會根據當前實際的經濟形勢進行靈活調整。Orphanides等（1997）首次提出了如下形式的“機會主義”貨幣政策規則：

（2）

其中，3是通貨膨脹率偏離中間目標的臨界值。1、2分別是利率對于通貨膨脹率的反應系數。當通貨膨脹率處于調節區間[-3，3]以內時，利率并不會對通貨膨脹率產生反應，而一旦通貨膨脹率偏離中間目標超過3時，利率同時對通脹和產出缺口進行調節。因此，“機會主義”貨幣政策表現出典型的非線性和非對稱性特征。

（二）平滑轉換形式的“機會主義”貨幣政策

標準的平滑轉換泰勒規則可以表示如下：

這里，理論上來說系數1、2、1、2均應大于0。*表示長期通貨膨脹率；gdp是潛在GDP水平。（，，s）是在（0，1）范圍內取值的連續函數，反映了機制轉換的過程。其中，s為轉換變量；衡量了（，，s）由“0”狀態到“1”狀態的轉換速度；參數是以s為轉換函數的政策拐點。根據以往研究文獻的做法，本文采用二階Logistic函數形式作為轉換函數：

（5）

上述轉換函數關于（1+2）/2點對稱，并且，當→0時，（，，s）→0，即（5）式為線性函數；當s→±∞時，（，，s）→1；當1≤s≤2且→∞時，有（，，s）→0；而s在其他值處有（，，s）→1成立。

當前，我國經濟正處于中高速增長階段，與西方發達國家注重調節通貨膨脹的目標不同，我國應同時關注對通貨膨脹和經濟增長的調控，因此，我們在（4）式基礎上同時引入通貨膨脹中間目標和產出中間目標替代和，從而構建如下平滑轉換形式的“機會主義”貨幣政策反應函數：

（7）

（8）

其中，代表利率平滑參數，且0<<1；和分別是通脹和產出中間目標，各自通過其相應的歷史值與目標值加權平均計算獲得。具體來講，歷史通脹值，而歷史實際GDP增長率。本文采用產出增長率來代替產出缺口，主要是因為不同測算方法估計的產出缺口均存在一定的偏差，這會影響到貨幣政策的實際調控效果，而采用產出增長率代替產出缺口可以顯著降低上述偏差（Walsh，2003；Coibion和Gorodnichenko，2011；馬文濤和魏福成，2011；鄧偉和唐齊鳴，2013）。由于轉換函數（，，s）的取值范圍是（0，1），因此，通脹缺口和產出缺口的系數取值范圍分別為（1，1+2）和（1，1+2）。當轉換變量s取值在區間[1，2]時，（，，s）的取值在（0，0.5]范圍內，且當較大時，（，，s）→0，此時通脹缺口和產出缺口的系數分別趨向于1和1，這表明轉換變量s與目標值偏離程度較小時，通脹缺口和產出缺口的系數較小。而當轉換變量s的值在[1，2]區間外時，（，，s）的取值在（0.5，1）范圍內，且當較大或者轉換變量s偏離區間[1，2]較大時，（，，s）→1，此時通脹缺口和產出缺口的系數分別趨向于（1+2）和（1+2），這表明轉換變量s與目標值偏離程度較大時，通脹缺口和產出缺口的系數較大。由此可見，參數決定了從一個機制轉換到另一個機制的平滑程度：當→∞時，轉換函數從0變為1，即表現為突變形式，此時模型可視作閾值回歸模型；當→0時，該模型則退化為線性回歸模型；而當0<<∞時，機制轉換處是平滑過渡的，這更符合貨幣政策操作平滑的特點，因此，從理論上來講，平滑轉換回歸模型能夠更好地刻畫我國央行貨幣政策的行為。

三、我國“機會主義”貨幣政策反應函數

（一）數據說明

本文選取我國1992年第1季度到2014年第4季度的季度數據進行相關實證分析。其中，名義利率采用我國7天銀行間同業拆借利率的季度算術平均值，這主要是由于我國銀行間同業拆借利率市場化程度較高，能夠較好地反映市場利率變化。通脹膨脹率采用CPI來計算，將每個季度3個月的環比CPI進行算術平均得到環比季度CPI，即求出環比季度通貨膨脹率為[100×（CPI- CPI-4）]/ CPI-4。利率和CPI數據均來自Wind資訊數據庫。關于產出缺口的測算，本文選取GDP實際累計增長率表示產出缺口，數據來自中經網統計數據庫。ADF單位根檢驗結果顯示，本文所采用的利率、產出、通脹序列均為平穩過程。

（二）中間目標合理性檢驗

基于標準的泰勒規則（1）式，設定我國貨幣政策規則形式如下：

在上述模型中引入利率平滑機制得到：

（10）

其中，代表利率平滑參數；i-1表示利率滯后一期值；ε為隨機擾動項，且ε服從期望為0、方差為2的正態分布。并且，0=（1-）×（*+π-*βgdp）；1=（1-）；2=（1-）。

（12）

表1 含時變通脹中間目標和產出中間目標的線性貨幣政策反應函數估計結果

續表1

（10）式（12）式 系數系數值t值系數值t值 γ4---0.145**-2.372 回歸標準誤差0.53150.5201 調整R20.98080.9816

注：（1）***、**和*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平；（2）由于過去一年的通脹和經濟增長情況能夠比較充分反映歷史狀況，因此本文選取=4。此外，本文還嘗試采用0.5（x-1+ x-2）和0.5（x-1+ x-4）等形式（代表通脹或產出），但=4時模型的估計和檢驗結果較好。

其中，0=（1-）×[*+π-（1-1）*（1-2）gdp]；1=（1-）；2=（1-）；3=1（1-）；4=-2（1-）。易知3=4=0時，（12）式退化為（10）式。因此，可以通過檢驗系數3和4是否顯著為0來反映通脹中間目標和產出中間目標的合理性。利用普通最小二乘法分別對（10）和（12）式進行估計，結果如表1所示。

從表1可以看出，通貨膨脹率和產出缺口的系數1和2均在1%或5%的檢驗水平上具有顯著性，且符號為正，而系數估計值4也在5%的檢驗水平上具有顯著性，同時，（8）式中的2可通過上述回歸結果計算得到：2=4/2=0.145/0.174=0.833<1，結果符合理論值范圍，表明在模型中引入產出中間目標具有合理性。但系數估計值3不具有統計顯著性，且符號為正，這與理論分析相悖，可見應從模型中剔除通脹中間目標。因此，本文將進一步構建含時變產出中間目標的貨幣政策反應函數并對其進行實證分析。

（三）含時變產出中間目標的“機會主義”貨幣政策反應函數的估計

根據（6）式，本文構建包含產出中間目標的“機會主義”貨幣規則反應函數為：

表2 含時變產出中間目標的“機會主義”貨幣政策反應函數估計結果

注：對于參數、1、2，本文首先使用網格搜索法找到初始點，然后采用模擬退火法尋找使（13）式的回歸標準誤差最小時對應的系數估計值。

這里，相關參數含義同前文一致；ε為白噪聲過程。本文借鑒Orphanides和Wilcox（2000）和Aksoy等（2006）的做法，選取1=2=0.5①。樣本區間內的通脹均值為4.595%、GDP實際增長率均值為10.206%，所以本文取通脹長期目標*=4%，GDP增長率的長期目標*=10%②]，并選取為轉換變量③對（13）式進行估計，結果見表2。

由表2估計結果可知，當產出與產出中間目標的偏離在區間[-1.58，1.96]以內時，系數估計值1在1%的檢驗水平上顯著為正，而利率對通貨缺口的反應系數為：0.035/（1-0.932）=0.51，這說明貨幣政策的調控力度較小，表現出“惰性”特征，那么利率的上升不足以抑制通貨膨脹，表現出一種不穩定的利率規則。系數2的估計結果則不具有統計顯著性，說明利率對產出缺口并不敏感，這可能是因為在經濟平穩時期物價穩定往往是央行工作的重點。當偏離在區間[-1.58，1.96]以外時，系數估計值1在1%的檢驗水平上也具有顯著性，且利率對通脹缺口的反應系數為：0.130/（1-0.932）+0.51=2.42，該數值大于1，表明當產出與產出中間目標偏離較大時，我國貨幣政策對通脹缺口反應較大，這主要是由于產出波動過大時，往往會伴隨較為嚴重的通貨膨脹或物價水平的持續走低，那么我國貨幣政策的主要目的就是穩定物價水平。盡管系數2也不具有顯著性，但實際上通脹率的和產出的變化趨勢往往具有一致性，因此，對通脹缺口進行調節也在一定程度上穩定了產出增長。

圖1 轉換函數曲線

圖1和圖2分別描繪了轉換函數曲線和我國GDP實際增長率與其調節區間。從圖2可以看出，在1993-1994年間，由于經濟過熱，我國實際GDP增長偏離了調控上限，即s>2，因此轉換函數（，，s）的值趨向于1。為治理通貨膨脹，央行在1993年內兩次調高存貸款利率，一年期存款利率甚至高達10.98%，成為上世紀90年代以來的歷史最高水平。隨后，受經濟泡沫的影響，我國GDP增長速度開始下降。1997年受到亞洲金融危機影響，我國經濟大幅下滑、物價持續走低，我國實際GDP增長低于調控下限，即s<c1，此時轉換函數（，，s）的值也趨向于1。在1997年10月到2002年2月間，央行加大調控力度，連續八次下調利率以穩定內需和促進經濟增長。2007年，受人民幣升值預期影響，大量熱錢的流入導致我國外匯占款迅速增加，國內通貨膨脹壓力不斷加劇，經濟過熱致使GDP實際增長率迅速超出調控區間，轉換函數值趨于1。由于物價水平持續上漲，我國央行一年內連續六次上調利率水，力度之大、調整次數之多為歷史罕見。2008年后，受全球金融危機的影響，我國經濟增長一度達到十年來的最低水平，物價大幅下降，通脹缺口超出調節區間下限，央行又連續四次下調了利率水平。2010年由于前期刺激政策的影響和國際短期資本的回流，我國實際GDP增長迅速超過了調控上限，央行再次增大調控力度，在2010年10月至2011年7月間連續五次加息。自2012年開始，我國經濟增速明顯放緩，實際GDP增長低于調控下限，且CPI在較長時期內保持負向增長，因此，央行分別于2012年6和7月兩次下調利率以穩定物價水平和經濟增長。結合前文的估計結果和我國貨幣政策利率調控的歷史操作來看，我國利率對于產出和通脹的調節具有明顯的機會主義特點。利率對通貨膨脹的調節比較明顯，且隨著產出波動的大小表現出非對稱性：當產出波動較小時，利率并不對通脹缺口做出顯著的反應，而當產出波動較大時，利率則會迅速調整以維持物價水平的穩定。

四、“機會主義”貨幣政策的動態影響機制分析

為了進一步探討通脹缺口、產出缺口與利率之間的動態影響關系，本文進一步構建了基于平滑轉換模型的廣義脈沖響應函數來分析利率、通脹和產出三者之間的動態聯系。

（一）STVAR模型的設定

一個含有3個內生變量的線性VAR模型可以表示如下：

這里，Y=[i，Δπ，Δgdp]；ξ=[1，1，1]；i是名義利率水平；Δπ代表通貨膨脹缺口；Δgdp表示產出缺口；ξ是殘差矩陣。0，1，2，…，Γ分別是待估參數矩陣。根據AIC等信息準則，選取=2作為最大滯后期數。本文進一步將（14）式擴展為STVAR模型，而STVAR模型是基于單方程平滑轉換（STR）模型拓展得到，單方程STR模型的一般形式為：

（15）

其中，y是被解釋變量，分別表示利率、產出缺口或通脹缺口；x是解釋變量向量，主要包括以下七個變量，具體可表示為（1，i-1，i-2，Δπ-1，Δπ-2，Δgdp-1，Δgdp-2）；（0，1，2，…，7）和=（0，1，2，…，7）分別表示模型線性與非線性部分的參數。（，，s-d）是轉換函數，表示整個模型系統的非線性特征。按照Ter?svirta（1996）提出的單方程STR模型的檢驗方法對（11）式進行非線性檢驗，如果不能拒絕原假設，則保留線性形式；如果拒絕原假設，則根據序貫檢驗的結果設定為LSTR1或者LSTR2形式。 [④]本文根據上述方法檢驗發現，只有當i為被解釋變量且Δgdp-1為轉換變量時，方程在5%的顯著性水平下通過非線性檢驗。因此，本文設定該方程為LSTR2形式，Δπ和Δgdp對應的方程均設定為線性形式，最終構建的STVAR模型如下：

（二）廣義脈沖響應分析

與傳統線性VAR模型不同的是，“機會主義”貨幣政策的非線性脈沖響應函數需要同時考慮初始值以及變量的歷史值。Koop等（1996）提出的廣義脈沖響應函數（以下簡稱為GIRF）可以用來進行非線性脈沖的動態分析，STVAR系統的GIRF具體表示為：

其中，v為產生響應的沖擊；表示沖擊類型；ω-j為-時刻的歷史信息，且=1和2；為預測的未來周期數，且=0，1，…。[·]表示期望算子。根據Koop等（1996）和Weise（1999）的做法，GIRF（，v，ω）的計算步驟如下：

1．利用Bootstrap方法從STVAR模型的殘差ξ中提取出一個大小為的子樣本ξ，形成未來期的脈沖值。

2．選取某一經濟穩定的年份作為起點，利用ξ估計得到的STVAR模型計算出不存在沖擊下的系統動態：。

3．任意選取一行沖擊v替代步驟1中脈沖值的初始值，而其它期的脈沖值保持不變。v應為協方差對角線第個元素方差的開方，但由于該行其它元素均為0，所以即為第行沖擊。然后利用估計得到的STVAR模型計算出：。

4．重復步驟1～3共次，然后分別加總步驟2和3的脈沖響應值后進行算術平均，即得到：和。根據（17）式計算出GIRF（，v，ω）。

5．選取另一經濟處于波動期的年份為起點，重復上述步驟，所得結果就是廣義脈沖響應函數。

參照上述方法，本文選取2005年第一、二季度作為經濟穩定期、2009年第一、二季度作為經濟波動期，并以此為起始點，將產出缺口和通脹缺口作為沖擊變量，采用蒙特卡洛模擬方法模擬10000次得到相關變量的動態響應路徑圖如下所示。

圖3通脹對產出缺口沖擊的響應（穩定期）

由上面的圖3和4可知，如果對系統分別施加一個正向和負向的標準差大小的產出缺口沖擊，無論是在穩定期還是波動期，通脹缺口均是先偏離均衡狀態然后逐步恢復到零，但是通脹在波動期的響應會更加劇烈，這主要是因為我國歷史上產出波動較大時，往往會伴隨物價的持續上漲或者CPI的連續走低。從圖5-8中可以看出，如果對產出缺口和通脹缺口分別施加一個標準差大小的正向和負向沖擊，利率的反應具有顯著的非對稱性。與經濟平穩期相比，在經濟波動時期，無論是產出缺口沖擊還是通脹缺口的沖擊，利率反應的強度更大、持續時間也更長，這時央行為了迅速穩定物價水平和經濟增長往往會加大貨幣政策調控力度，與前文平滑轉換模型的估計結果相符。同時，我們還發現，在經濟穩定時期，正向沖擊和負向沖擊對利率的影響基本上是對稱的，但是在經濟波動時期，利率對于負向沖擊的響應往往更加劇烈，說明央行在面對經濟不利沖擊時往往調節力度更大。

五、結論與啟示

本文基于1993-2014年間我國利率、通貨膨脹率和產出增長率的季度數據，創新型地運用平滑轉換模型構建“機會主義”貨幣政策規則，估計出包含產出中間目標的我國貨幣政策的反應函數，實證檢驗“機會主義”貨幣政策在我國的適用性，并進一步采用廣義脈沖響應函數分析變量之間的動態影響機制。研究結果表明：我國貨幣政策的調節實際上兼顧了產出增長率和通貨膨脹率的變動，并表現出明顯的門檻效應和非對稱性。而且，利率的調整具有典型的“機會主義”特征，存在著明顯的調節區間。當GDP實際增長率與其中間目標偏離程度在區間[-1.58，1.96]以外時，我國的貨幣政策表現為“活性”區域，即利率對通脹缺口反應比較劇烈，以期使通脹迅速回到其目標水平。而當經濟較為穩定時，即GDP實際增長率與其中間目標偏離在[-1.58，1.96]內時，我國的貨幣政策處在“惰性”區域，利率對通脹缺口反應較為溫和。另一方面，我國貨幣政策調節具有明顯的非對稱性，主要體現在產出波動大小不同時，利率對于通脹缺口反應的敏感程度不同，而在經濟低迷時期，利率對于不利沖擊往往反應會更加劇烈，那么央行就會加大貨幣政策的調節力度，以期迅速穩定宏觀經濟。

自2014年以來，我國經濟正式告別過去高速增長的階段，進入經濟結構調整的“新常態”時期，針對日益復雜的經濟形勢，穩健的貨幣政策應該采取“機會主義”原則，并根據產出增長率和通貨膨脹率的實際運行狀況靈活實時地調整，以保持宏觀經濟的健康平穩發展。

1. 卞志村、孟士清：《基于馬爾科夫轉換模型泰勒規則的實證研究》[J]，《南京財經大學學報》2014年第5期。

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（H）

①關于1和2取值，本文還考察了1=0.5和2=0.604（鄧偉和唐齊鳴，2013），以及1=0.5和2=0.833等其它形式，但綜合考慮到1=2=0.5時對應的回歸標準誤差比較小，所以本文最終設定為該形式。

②*和gdp的取值與謝平和羅雄（2002）、鄭挺國和劉金全（2010）、鄧偉和唐齊鳴（2013）的設定一致。

④根據Ter?svirta（1996）的做法，將轉換函數在s-d=0處進行三階泰勒式展開得到：，將此式代入（11）式。這里以利率作因變量為例，得到輔助回歸式如下所示：

此時，線性檢驗的零假設為H01:1=2=3=0，而備擇假設為H11:1、2和3中至少一個不等于零。然后通過構造LM統計量進行檢驗，若拒絕線性零假設，則須要繼續進行下面的序貫檢驗，原假設分別為：H02:3=0；H03:2=0|3=0；H04:1=0|2=3=0，Granger和Ter?svirta（1993）提出若三個假設中拒絕H03的概率最小，則判定模型為LSTR2，否則為LSTR1。

* 本文為國家自然科學基金（71001054）、中央高校基本科研業務費專項資金項目（NKZXB1426）課題的階段性成果。