對外開放、經(jīng)濟周期與貨幣政策的非對稱性研究
——基于MS-VAR模型的分析

宋希，張坤

對外開放、經(jīng)濟周期與貨幣政策的非對稱性研究
——基于MS-VAR模型的分析

宋希，張坤

隨著經(jīng)濟全球化與經(jīng)濟“新常態(tài)”趨勢的加深，研究開放經(jīng)濟下考慮到不同經(jīng)濟周期階段影響的我國貨幣政策的非對稱性問題尤為重要。本文建立了包含匯率等七變量的MS-VAR模型，在區(qū)分不同經(jīng)濟增長區(qū)制的前提下，利用廣義脈沖分析，探討了開放經(jīng)濟下不同經(jīng)濟周期階段我國貨幣政策的非對稱性。研究結(jié)果表明，非線性模型能夠很好地擬合我國的經(jīng)濟周期波動，且貨幣政策效應(yīng)在方向、目標(biāo)變量以及經(jīng)濟周期存在明顯的非對稱性。

開放經(jīng)濟；貨幣政策；經(jīng)濟周期；非線性模型

宋希（1994-），河北新樂人，英國貝爾法斯特女王大學(xué)管理學(xué)院，碩士研究生，研究方向為金融市場與制度創(chuàng)新；張坤（1994-），河北新樂人，東北財經(jīng)大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院，碩士研究生，研究方向為貨幣政策與資本市場。（遼寧大連116000）

一、引言

所謂的貨幣效應(yīng)非對稱性，最初指的是相同力度不同方向的貨幣政策有著不同的效果。對于此問題，DeLong(1988)較早地進(jìn)行了實證經(jīng)驗研究，其采用兩步OLS法驗證了正負(fù)向貨幣供給沖擊對于產(chǎn)出是否存在著非對稱性影響的問題，實證結(jié)果表明，負(fù)向貨幣供給沖擊對于產(chǎn)出的影響效果要明顯強于正向貨幣供給沖擊。隨后Cover(1992)等人的研究也都為Delong的結(jié)論提供了相應(yīng)的證據(jù)支持。伴隨著研究的推進(jìn)，國外關(guān)于貨幣政策效應(yīng)的非對稱研究開始逐漸拓展到更多視角，例如不同通脹水平下的非對稱性、不同經(jīng)濟周期階段的非對稱性以及不同區(qū)域與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下的非對稱性等等方面(Angrist等,2017;Caglayan等,2017）。

近年來，隨著經(jīng)濟全球化程度的加深，我國的經(jīng)濟狀況與世界其他國家間的聯(lián)系也愈發(fā)緊密。在此情境下，國內(nèi)的經(jīng)濟運行很容易受到來自其他國家的干擾，這對我國貨幣政策的有效操作提出了更加嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。例如，2008年美國次貸危機給我國的經(jīng)濟帶來了一定程度上的沖擊，為緩解外來沖擊的影響，危機前后貨幣當(dāng)局采取了兩種截然不同的貨幣政策。然而，兩種方向相反的政策所取得的實際作用效果差距卻十分明顯。由此可以發(fā)現(xiàn)，在開放經(jīng)濟下經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，我國的貨幣政策實施效果可能是不同的，即我國可能存在著一定程度上的貨幣政策的非對稱性現(xiàn)象。在此情況下，如何搜尋到“開放條件下的貨幣政策新常態(tài)”，厘清開放經(jīng)濟下不同經(jīng)濟周期階段的貨幣政策實施效果的非對稱性、權(quán)衡好貨幣政策的實施力度與方向，以促進(jìn)經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展，是當(dāng)前政府亟需解決的重難點問題之一。

二、文獻(xiàn)回顧

從國內(nèi)學(xué)者目前的研究進(jìn)展來看，眾多學(xué)者從不同視角、利用不同的計量模型對我國貨幣政策效果的非對稱性問題也進(jìn)行了大量的研究，其結(jié)論也不盡相同，然而比較統(tǒng)一的一個結(jié)論是我國貨幣政策效應(yīng)的確存在著一定程度上的非對稱性，即寬松型貨幣政策的效果遠(yuǎn)不及緊縮型貨幣政策的效果（曹永琴，2010）。另外，近年來隨著國外相關(guān)研究的推進(jìn)，國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注焦點也逐漸從貨幣政策方向上的非對稱性開始向其他細(xì)分角度轉(zhuǎn)移。例如：（1）從貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)聯(lián)合來看，劉金全等（2009）利用LSTVAR模型研究發(fā)現(xiàn)，我國實際產(chǎn)出序列和通脹序列對于貨幣政策沖擊的動態(tài)反應(yīng)具有非對稱性，其會隨著沖擊的方向、沖擊的規(guī)模以及經(jīng)濟狀態(tài)的變化而改變。（2）從貨幣政策效果不同的影響機制來看，呂江林和張有(2008)利用MS-VAR模型將流動性劃分為過剩和緊缺兩大區(qū)制，其發(fā)現(xiàn)在不同流動性的影響下，我國貨幣政策的效果存在著非對稱性。然而，不同上述研究，胡臻（2013)則是從信貸渠道視角探究了我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性現(xiàn)象，其發(fā)現(xiàn)信貸配給的不平衡是我國貨幣政策效應(yīng)非對稱性的重要成因。（3）除此之外，也有部分文獻(xiàn)分別從產(chǎn)業(yè)效應(yīng)、經(jīng)濟狀態(tài)及通脹預(yù)期等不同視角對于上述問題進(jìn)行了探究，其研究結(jié)論均表明我國的貨幣政策效應(yīng)確實存在著某種程度上的非對稱性。

通過總結(jié)前人的研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者研究貨幣政策效應(yīng)方向上的非對稱性的較多，對于其他方面的非對稱性研究的較少；采用線性模型的學(xué)者居多，采用非線性模型的學(xué)者偏少；研究貨幣政策效應(yīng)非對稱性存在的學(xué)者偏多，而探究非對稱性成因的學(xué)者較少。更為關(guān)鍵的是由于選用的數(shù)理模型的差異、中介變量的差異、數(shù)據(jù)區(qū)間的差異等等會造成學(xué)者間的研究結(jié)論不一致。近年來隨著國外的研究推進(jìn)，國內(nèi)也已經(jīng)有學(xué)者開始涉及我國貨幣政策效應(yīng)非對稱性與通貨膨脹水平之間的關(guān)系以及不同經(jīng)濟周期階段的貨幣政策效應(yīng)的非對稱性問題。但是，對于不同經(jīng)濟周期階段貨幣政策效應(yīng)的非對稱性問題，國內(nèi)學(xué)者多采用虛擬變量或TAR等機制突然轉(zhuǎn)換的非線性模型進(jìn)行研究，然而機制的突然轉(zhuǎn)換存在著一個問題，即其無法較好的描述出更加貼近現(xiàn)實的平滑轉(zhuǎn)換方式。

此外，隨著經(jīng)濟全球化與經(jīng)濟“新常態(tài)”趨勢的加深，我國的貨幣政策操作難度也愈發(fā)增加，研究開放經(jīng)濟下考慮到不同經(jīng)濟周期階段影響的我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性問題顯得更為重要，其對于當(dāng)局貨幣的政策制定者有著重要的借鑒意義，然而就目前存在的文獻(xiàn)來看，我國學(xué)者對于開放經(jīng)濟和不同經(jīng)濟周期階段等因素同時進(jìn)行考慮的較少。因此在國內(nèi)學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，本文通過引入開放經(jīng)濟變量，采用更加貼近現(xiàn)實的平滑轉(zhuǎn)換且可以自動識別經(jīng)濟周期的MS-VAR模型（避免了相應(yīng)區(qū)制劃分中的人為主觀性），在區(qū)分出不同經(jīng)濟增長區(qū)制的前提下，利用廣義脈沖分析，全面地去分析開放經(jīng)濟下考慮到不同經(jīng)濟周期階段影響的我國貨幣政策效應(yīng)是否存在著非對稱性現(xiàn)象，力圖甄別我國貨幣政策的具體操作規(guī)律。

三、模型方法

（一）MS-VAR模型的優(yōu)勢及適用性

馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（MS-VAR）最早是由國外學(xué)者Hamilton提出來的，該模型的總體研究思路是可觀察的時間序列向量yt的參數(shù)取決于不可觀察的狀態(tài)變量St，狀態(tài)變量St的不同取值代表著經(jīng)濟處于不同的狀態(tài)。如果時間序列數(shù)據(jù)是隨著經(jīng)濟狀態(tài)變化而變化的，即使傳統(tǒng)的VAR模型是穩(wěn)定的，其參數(shù)不隨經(jīng)濟狀態(tài)的改變而改變也是不合適的，因此MS-VAR模型是從不同經(jīng)濟狀態(tài)視角下探求相關(guān)問題的較好方法。隨后Krolzig (1997)又詳細(xì)地闡述了此類模型，他指出了MSVAR模型具有如下幾個優(yōu)點：(1)該模型不是預(yù)先設(shè)定各時間段，而是從過去的數(shù)據(jù)變化中自動地捕捉狀態(tài)信息；(2)當(dāng)經(jīng)濟狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)變時，MS-VAR模型可以自動調(diào)整VAR模型的參數(shù)，并描述特定狀態(tài)及狀態(tài)轉(zhuǎn)變時變量間的動態(tài)特征與相互關(guān)系；(3)在對各參數(shù)進(jìn)行一致有效估計的基礎(chǔ)上，能給出各經(jīng)濟狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換概率，并能從樣本中計算出處于某一狀態(tài)的概率。

（二）MS-VAR模型的具體形式

馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的向量自回歸模型主要存在兩種形式，其中一種是基于均值進(jìn)行調(diào)整的MSVAR模型（MSM-VAR），另外一種則為基于截距進(jìn)行調(diào)整的MS-VAR模型（MSI-VAR）。存在M種不同狀態(tài)且滯后階數(shù)為P的均值調(diào)整的MS-VAR模型可以寫成如下形式：

在均值調(diào)整的MS-VAR模型中，如果狀態(tài)發(fā)生改變將導(dǎo)致均值發(fā)生跳躍性的改變。與基于均值進(jìn)行調(diào)整的MS-VAR模型所不同的是，基于截距調(diào)整的MS-VAR模型描述的為在狀態(tài)發(fā)生改變時，均值平滑地逼近到一個新的水平。存在M種狀態(tài)且滯后階數(shù)為P的截距調(diào)整MS-VAR模型可以寫為：

四、實證結(jié)果與分析

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理

1.變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇工業(yè)增加值、居民消費者價格指數(shù)（CPI）、貨幣供應(yīng)量（M2)、一年期定期存款利率、金融機構(gòu)各項貸款總額、人民幣實際有效匯率（REER）的月度數(shù)據(jù)作為主要的研究變量，且樣本研究區(qū)間為1997～2015年①據(jù)資料顯示，我國中央銀行正式對外公布貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)的時間是1994年的第三個季度，且從1996年起我國才正式將貨幣政策的中介目標(biāo)指定為貨幣供應(yīng)量，考慮到上述因素故本文進(jìn)行了上述變量及研究樣本區(qū)間的選擇。，即19年來的228個月度數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)除了實際有效匯率（REER）來自于國際清算銀行（BIS）官網(wǎng)2010年=100的數(shù)據(jù)序列之外（http://www.bis.org/statistics/eer/index.htm），其余數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(http://db.cei.gov.cn）。

2.數(shù)據(jù)處理

為避免虛假回歸對本文實證結(jié)果造成的影響，本文首先對上述變量的水平序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了ADF單位根檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除利率之外，其他變量均為非平穩(wěn)序列。由于上述變量不都為平穩(wěn)序列，且各變量間的單整階數(shù)不同無法進(jìn)行協(xié)整檢驗，我們無法對于上述變量直接建模?？紤]到上述原因，以及利率變量數(shù)據(jù)較小，其他變量一同采用增長率數(shù)據(jù)更能反映變量間的實際影響及變化情況，故我們參照相關(guān)研究的做法，除自行計算人民幣實際有效匯率的同比增長率數(shù)據(jù)之外，其他四個非平穩(wěn)變量均直接選用來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫的同比增長率數(shù)據(jù)。綜上所述，故本文6個變量代理變量實際選擇如下：實際工業(yè)增加值同比增長率（y)、利用我國居民消費價格指數(shù)同比增長率衡量通貨膨脹率(π）、貨幣供應(yīng)量M2同比增長率（m)、剔除通脹后的一年期定期存款基準(zhǔn)利率（r）、金融機構(gòu)各項貸款月度同比增長率（l）、人民幣實際有效匯率同比增長率（e）。

3.利用H-P濾波確定正負(fù)向貨幣政策

研究貨幣政策效應(yīng)的非對稱問題時很重要的一個方面就是如何確定貨幣政策的取向。本文首先對貨幣供應(yīng)量M2的同比增長率(m)進(jìn)行H-P濾波，分離出長期趨勢成分M2 trend和循環(huán)周期成分M2 cycle。當(dāng)M2 cycle的取值大于零時，即認(rèn)為此時的貨幣政策處于擴張期；當(dāng)M2 cycle的取值小于零時，則認(rèn)為此時的貨幣政策處于緊縮期。據(jù)此，可以得到正向貨幣政策與負(fù)向貨幣政策并分別記為pos和neg，二者的取值如下：

（二）MS-VAR模型的設(shè)定、檢驗與估計

1.模型的設(shè)定

由ADF單位根檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本文實際選取的七個研究變量均為平穩(wěn)的時間序。因此，可將上述七個變量y、π、pos、neg、r、l、e全部納入到本文將要設(shè)定的三區(qū)制MS-VAR模型中去。在模型設(shè)定時，需要特別注意的是內(nèi)生變量的排列順序。排序不同，模型的回歸結(jié)果也將不同。由于貨幣政策的傳導(dǎo)途徑大致為：貨幣供應(yīng)量→利率→信貸→產(chǎn)出→物價→匯率。為了設(shè)定的模型更加科學(xué)合理，因此本文在設(shè)定模型時遵循此傳導(dǎo)規(guī)律。

在建立MS-VAR模型進(jìn)行分析之前，我們首先要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p，如果模型的滯后階數(shù)過少可能會產(chǎn)生隨機干擾項序列相關(guān)問題，如果模型的滯后階數(shù)過多，則會損失自由度同樣會對模型的估計結(jié)果產(chǎn)生影響。本文以MSI-VAR模型為基準(zhǔn)模型，按照AIC、SC、HQ等相關(guān)判斷準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。當(dāng)模型的滯后階數(shù)為3階時，AIC值、SC值、HQ值分別為-6.4925、-3.3048、-5.2043，相對較小，且對數(shù)似然函數(shù)值為893.4535，故滯后階數(shù)為3階時模型的適配性最佳。

由模型方法介紹可以知道，依據(jù)各參數(shù)是否為狀態(tài)依賴，MS-VAR模型可以細(xì)分為很多種類，在確定了滯后階數(shù)滯后，本文下一步將進(jìn)行最優(yōu)模型的選擇。本文依據(jù)AIC、SC、HQ準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計量對各模型進(jìn)行對比（由于篇幅原因，具體結(jié)果可向作者索要），通過對比可以發(fā)現(xiàn)MSIH(3)-VAR(3)模型的AIC、SC、HQ值分別為-6.5537、-4.2543、-3.8803，相對較小，對數(shù)似然函數(shù)值為931.6863，LR統(tǒng)計量十分顯著。綜合考慮各判斷準(zhǔn)則，本文選用MSIH(3)-VAR(3)進(jìn)行后面的研究與分析。

2.線性檢驗與狀態(tài)分類測度檢驗

線性檢驗（DAVIES檢驗)與狀態(tài)分類測度檢驗（RCM檢驗）可分別用于檢驗該模型是否優(yōu)于傳統(tǒng)的線性VAR模型以及馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換向量自回歸模型的狀態(tài)劃分是否合理。一個較優(yōu)的MS-VAR模型必須拒絕DAVIES檢驗的原假設(shè)（H0：經(jīng)濟系統(tǒng)為線性VAR模型）且RCM值小于50，故本文采用LR統(tǒng)計量對研究所選擇的MSIH(3)-VAR(3)模型進(jìn)行線性檢驗，并觀察其RCM值，結(jié)果如表3所示。由表1可以發(fā)現(xiàn)LR統(tǒng)計量為1226.9721，非常顯著，線性檢驗的P值為0.0000，故本文有充分的理由可以拒絕原假設(shè)。且RCM值為7.7782，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于50的臨界值，說明模型的狀態(tài)劃分比較充分，分類合理。故以上檢驗的結(jié)果說明，本文選擇MSIH(3)-VAR(3)模型進(jìn)行研究是比較合理的。

表1 線性檢驗與狀態(tài)分類測度檢驗

3.模型估計與狀態(tài)識別

本文利用EM最大期望算法對研究所選擇的模型MSIH(3)-VAR(3)進(jìn)行了估計（由于篇幅原因，具體的估計結(jié)果可向作者索要），通過模型的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MSIH(3)-VAR(3)模型較好地刻畫了我國經(jīng)濟周期波動的特征。若將我國的經(jīng)濟狀態(tài)劃分為三個區(qū)制，則區(qū)制一、區(qū)制二、區(qū)制三的實際工業(yè)增加值同比增長率平均值分別為7.5%、8.6%、10.5%，三個區(qū)制分別代表了我國經(jīng)濟周期當(dāng)中的低速經(jīng)濟增長階段、中速經(jīng)濟增長階段與高速經(jīng)濟增長階段。此外，從表2區(qū)制概率轉(zhuǎn)移矩陣與各區(qū)制相關(guān)統(tǒng)計情況中可以發(fā)現(xiàn)，將經(jīng)濟波動狀況劃分為三個區(qū)制具有較強的穩(wěn)定性，各區(qū)制的期望持續(xù)期分別可以達(dá)到11.05個月、4.48個月與20.40個月。其中區(qū)制三中樣本數(shù)量較多且平均持續(xù)時間較長，此與我國近20年來的經(jīng)濟周期波動狀況有著高度的相似性。

表2 區(qū)制概率轉(zhuǎn)移矩陣與各區(qū)制相關(guān)統(tǒng)計情況

從三區(qū)制平滑概率轉(zhuǎn)換“圖1”中可以發(fā)現(xiàn)，我國確實歷經(jīng)了幾次較為明顯的經(jīng)濟增長狀態(tài)變化。1997年由于受到亞洲金融危機的影響，我國的經(jīng)濟增長狀況在此后的幾年中一直處于一個較低的水平并持續(xù)到2001年。其后隨著我國成功的加入WTO，出口則成為拉動我國經(jīng)濟增長的一個重要支撐點，我國的經(jīng)濟增長狀態(tài)也表現(xiàn)出一個從低速增長過渡到中速增長最后再到高速增長的調(diào)整過程，并在2005年到2008年上半年時我國經(jīng)濟增長持續(xù)處于高速區(qū)制，經(jīng)濟達(dá)到了前所未有的繁榮。然而在2008年下半年由于受到美國金融危機的沖擊，我國的對外貿(mào)易量急劇下降，加上國內(nèi)的投資、消費過于低迷，我國經(jīng)濟增速大幅下降，經(jīng)濟增長狀態(tài)直接由高速區(qū)制轉(zhuǎn)移到低速區(qū)制，呈現(xiàn)出“硬著陸”態(tài)勢。為避免經(jīng)濟頹勢的繼續(xù)擴大，2009年我國政府采取措施進(jìn)行了大規(guī)模宏觀經(jīng)濟政策刺激，其間我國經(jīng)濟修復(fù)較快，曾再次出現(xiàn)過較高速度的增長，不過由于我國人口紅利與改革紅利的減少，我國在2010年至2012年時大多時間內(nèi)處于中速經(jīng)濟增長區(qū)制。自2013年開始，我國此前的大規(guī)模救市政策的劣勢開始不斷顯現(xiàn)，大規(guī)模的投資確實是在一定程度上挽救了我國經(jīng)濟狀況的惡化，但是由于政府為了GDP增長速度而人為拉大固定資產(chǎn)投資比率，投資需求的增長導(dǎo)致出現(xiàn)了大規(guī)模的產(chǎn)能過剩與政府債務(wù)問題，加之內(nèi)需嚴(yán)重不足與人力資本的喪失，我國經(jīng)濟增速由中速區(qū)制轉(zhuǎn)向了低速區(qū)制，開始逐漸步入經(jīng)濟“新常態(tài)”，經(jīng)濟增速大致維持在7.5%水平左右。

圖1 我國經(jīng)濟周期三區(qū)制概率分布圖

（三）狀態(tài)相依的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了更加清晰地去分析開放經(jīng)濟條件下，處于不同經(jīng)濟增長階段的我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性問題，本文分別對正向貨幣政策與負(fù)向貨幣政策施加一個單位的標(biāo)準(zhǔn)正交沖擊，來觀察在不同經(jīng)濟增長區(qū)制中產(chǎn)出與通脹對于正負(fù)向貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)，結(jié)果如圖2所示。

圖2 不同區(qū)制下正負(fù)貨幣政策沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)

1.不同方向的貨幣政策的非對稱性

在低速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，對于產(chǎn)出效應(yīng)來說，一單位正向貨幣政策沖擊最大使得產(chǎn)出上漲0.004，而一單位負(fù)向貨幣政策沖擊可以使得產(chǎn)出最大下降0.5；對于價格效應(yīng)來說，正向貨幣政策沖擊可以使得價格最大上漲0.01，負(fù)向貨幣政策沖擊卻可以使得價格最大下降0.3。在中速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，對于產(chǎn)出效應(yīng)來說，一單位正向貨幣政策沖擊對于產(chǎn)出的最大影響效應(yīng)為0.12，而負(fù)向貨幣政策沖擊對于產(chǎn)出的效果與之相同。但是對于價格效應(yīng)來說，正向貨幣政策的沖擊效果就要比負(fù)向貨幣政策的沖擊效果要弱0.18個單位。同樣的在高速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，無論是產(chǎn)出效應(yīng)還是價格效應(yīng)，正向貨幣政策的沖擊效果均明顯小于負(fù)向貨幣政策沖擊效果。從上面的分析結(jié)果來看，在絕大多數(shù)的情況下，無論對于產(chǎn)出效應(yīng)還是價格效應(yīng)，正向貨幣政策的沖擊效果均要小于負(fù)向貨幣政策沖擊效果，也即緊縮性貨幣政策比擴張性貨幣政策對于經(jīng)濟影響的效果更加明顯。

2.貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)的非對稱性

在低速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，對于正向貨幣政策沖擊來說，一單位正向貨幣政策沖擊可以使得價格最大上升0.01，而產(chǎn)出最大卻只上漲0.04；對于負(fù)向貨幣政策沖擊來說，一單位負(fù)向貨幣政策沖擊可以使得產(chǎn)出下降0.5，但是價格卻只下降0.3。故在低速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)對于不同方向的貨幣政策沖擊確實存在著一定程度上的非對稱性。在中速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，對于正向貨幣政策沖擊來說，一單位正向貨幣沖擊可以使得產(chǎn)出與價格最大均上漲0.12；但是對于負(fù)向貨幣政策沖擊來看，一單位負(fù)向貨幣政策沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)存在著較大的差異，價格效應(yīng)比產(chǎn)出效應(yīng)要強0.2個單位。在高速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，無論對于正向貨幣政策沖擊還是負(fù)向貨幣政策沖擊，產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)均存在著較大的差異性。在正向貨幣政策沖擊下，產(chǎn)出效應(yīng)弱于價格效應(yīng)0.3個單位；在負(fù)向貨幣政策沖擊下，產(chǎn)出效應(yīng)弱于價格效應(yīng)0.5個單位。結(jié)合上面的分析可以發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)確實存在著一定程度上的非對稱性，并且在大多數(shù)情況下，產(chǎn)出效應(yīng)要弱于價格效應(yīng)。

3.不同經(jīng)濟周期下貨幣政策的非對稱性

最后我們也可以看到在不同經(jīng)濟周期階段下我國貨幣政策效應(yīng)也存在著一定程度上的非對稱性。對于正向貨幣沖擊來說，在低速經(jīng)濟增長階段，一單位正向貨幣沖擊使得價格與產(chǎn)出最大分別上漲0.01與0.004；在中速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，面對一單位的正向貨幣沖擊，價格與產(chǎn)出的最大變化值要高于低速經(jīng)濟增長狀態(tài)且二者的最大上漲值均為0.12；在高速經(jīng)濟增長狀態(tài)下，產(chǎn)出與價格對于一單位正向貨幣政策沖擊的響應(yīng)值比在中速經(jīng)濟增長狀態(tài)下數(shù)值還要大，其價格最大可上漲0.5，產(chǎn)出最大也可上漲0.2個單位。對于負(fù)向貨幣政策沖擊來說，在低速、中速與高速三種不同經(jīng)濟增長狀態(tài)下，價格的最大變化值分別為0.3、0.3與0.75，大致呈現(xiàn)出一種隨著經(jīng)濟增長速度增加而增加的趨勢；然而對于產(chǎn)出效應(yīng)，其在低速經(jīng)濟增長階段的變化值最大，為0.5個單位，在高速經(jīng)濟增長狀態(tài)下的變化值居于第二位，為0.3個單位。綜合上面的所有分析結(jié)果，還是可以清晰的看到，相對于正向貨幣政策沖擊而言，經(jīng)濟繁榮期比經(jīng)濟蕭條時期的政策效果更明顯；相對于負(fù)向貨幣政策沖擊來說，經(jīng)濟蕭條期的產(chǎn)出效應(yīng)要強于經(jīng)濟繁榮期，但是其價格效應(yīng)卻弱于經(jīng)濟繁榮期。因此，我國貨幣政策效應(yīng)在不同經(jīng)濟周期階段確實存著著一定程度的非對稱性。

五、結(jié)論及對策建議

本文首先梳理了貨幣政策效應(yīng)非對稱性的國內(nèi)外研究成果，并介紹了相關(guān)的理論基礎(chǔ)。接著建立了包含開放經(jīng)濟、產(chǎn)出、價格等七變量的MS-VAR模型，進(jìn)一步對開放經(jīng)濟下考慮到不同經(jīng)濟周期階段影響的我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性問題進(jìn)行了實證檢驗，實證結(jié)論表明：第一，我國的經(jīng)濟周期波動呈現(xiàn)出明顯的非線性特征，非線性模型MSIH (3)-VAR(3)能夠很好地對我國經(jīng)濟周期的波動進(jìn)行擬合。同時，我國經(jīng)濟周期的三個不同增長區(qū)制在轉(zhuǎn)移概率、發(fā)生概率以及延續(xù)期方面也存在著差異，其中中速增長區(qū)制的波動性最大、平均延續(xù)期最短；第二，開放經(jīng)濟條件下，我國的貨幣政策效應(yīng)存在著明顯的方向上的非對稱性，即相對于擴張性貨幣政策而言，緊縮性貨幣政策對于經(jīng)濟的抑制效果更加明顯；第三，開放經(jīng)濟條件下，我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價格效應(yīng)存在著較為明顯的非對稱性，且產(chǎn)出效應(yīng)要弱于價格效應(yīng)；第四，開放經(jīng)濟條件下，不同經(jīng)濟周期階段的貨幣政策效應(yīng)同樣存在著非對稱性，具體為：相對于正向貨幣政策沖擊而言，經(jīng)濟繁榮期比經(jīng)濟蕭條時期的政策效果更為明顯；相對于負(fù)向貨幣政策沖擊來說，經(jīng)濟蕭條期的產(chǎn)出效應(yīng)要強于經(jīng)濟繁榮期，但是其價格效應(yīng)卻弱于經(jīng)濟繁榮期。

由以上分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，開放經(jīng)濟條件下我國的貨幣政策效應(yīng)確實存在著一定程度上的非對稱性，介于以上分析，本文特此提出如下對策建議：第一，政府在制定貨幣政策時，應(yīng)結(jié)合我國的具體經(jīng)濟狀況，分清我國所處的不同經(jīng)濟周期階段，重視貨幣政策對于不同經(jīng)濟變量的非對稱影響。第二，加強財政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)，利用二者間的互補效應(yīng)，更好地發(fā)揮二者促進(jìn)產(chǎn)出的持續(xù)穩(wěn)定增長與物價的穩(wěn)定的作用。第三，完善貨幣政策的多途徑傳導(dǎo)機制，加快利率市場化進(jìn)程，讓市場資金供求來決定利率，從而自行引導(dǎo)資金進(jìn)行合理流動，促進(jìn)行業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整；第四，完善匯率形成機制、加快匯率制度改革，繼續(xù)加快人民幣匯率市場化進(jìn)程，提升人民幣匯率的彈性，弱化人民幣供應(yīng)的內(nèi)生機制，進(jìn)而減少外匯占款等其他因素對于貨幣政策施行效果的沖擊。

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1006-169X（2017）08-0004-06