中國貨幣政策調控效率與政策工具最優選擇

尹雷++楊源源

摘要： 本文通過構建DSGE模型，采用貝葉斯方法對中國貨幣政策反應函數進行估計，并結合數量型與價格型調控工具的動態模擬分析和調控效率數值分析以系統考察不同類型貨幣政策工具面臨經濟沖擊時的調控效率，最后據此遴選出最優政策工具。研究結論認為：價格型貨幣政策框架較數量型能更有效地吸收總需求和總供給沖擊帶來的影響，引致經濟均衡偏離程度最??；價格型貨幣政策框架下外生沖擊引致的宏觀經濟波動較小，經濟偏離的穩態收斂速度也明顯快于數量型；無論是面臨總需求沖擊抑或總供給沖擊，價格型工具的貨幣調控效率均明顯高于數量型工具。為此，本文認為“十三五規劃”關于推進貨幣政策從以數量型調控為主向以價格型調控為主轉型的戰略具有可行性和必要性，未來央行應強化價格型工具調控；同時，央行可適當將提高宏觀調控效率作為今后貨幣政策調控的基本要求和政策取向。

關鍵詞： 貨幣政策調控效率； 動態隨機一般均衡模型； 數量型； 價格型

文獻標識碼： A 文章編號： 1002-2848-2017（04）-0019-10

一、 引 言

宏觀經濟調控的目的在于熨平經濟周期波動，維持經濟總量大體平衡。我國宏觀經濟調控目標分為物價穩定、經濟增長、充分就業和國際收支平衡。然而，目標之間既一致又有矛盾，即存在經濟增長和社會福利水平較低的狀況，此外還有通貨膨脹和失業造成的不平等問題。宏觀經濟調控就是要通過采取有效措施盡可能克服“短期內”波動，實現經濟穩定增長，以改進經濟的“跨時期效率”[1]。如果經濟能夠以較高速度平穩增長，同時又不引起通貨膨脹壓力，社會就業狀況得到改善，即表明宏觀經濟調控較為有效；反之，經濟在“短期內”大起大落，則說明宏觀經濟調控效率較差。宏觀調控目標的寬泛化雖然會給予相機抉擇更大靈活性，但目標越多會導致目標之間沖突的可能性增大。并且，不同時期目標的變化也會產生動態不一致問題，這些均會顯著降低宏觀調控效率[2]。改革開放以來，我國貨幣政策充分展示出靈活性和針對性，貨幣政策自20世紀90年代我國確立社會主義市場經濟體制后一直被央行作為宏觀調控的主要手段。目前，我國貨幣政策工具主要包括兩大類：數量型工具和價格型工具。貨幣政策傳導和執行依賴于所選擇的貨幣政策工具。中央銀行對貨幣政策工具的選擇在很大程度上影響著貨幣政策的執行效率、效果和貨幣政策目標的最終實現。因此，中央銀行應該選擇怎樣的貨幣政策工具才能產生最佳政策效率，這個問題一直是學界和實務界關注的熱點。

當前，我國經濟仍處在深度調整期，不確定、不穩定因素依然較多，復蘇不及預期。2015年中央經濟工作會議定調宏觀經濟政策的主基調，強調未來宏觀調控應以“盤存量，控增量，提效率”為主要著眼點，財政政策要更有效，貨幣政策要更靈活；繼續加大政策創新力度，注重政策合力，提高政策效率?！罢咝省背蔀榻裹c，并已頻繁進入中國政府文件之中。這意味著我國政府決策部門開始強調宏觀調控效率，注重宏觀調控提質增效的轉變，力圖通過效率調控擺脫政策調控有效性不佳的窘境。因此，在供給側結構性改革戰略的推動下，政府決策層要在“穩增長”“促改革”“調結構”“防風險”等多目標博弈中尋求平衡，如何提高貨幣政策調控效率就顯得尤為重要；尤其是明確何種貨幣政策工具能夠更有效地提高政策效率，有利于中央銀行對貨幣政策作出正確的決策，更精準有效地推動經濟穩中向好。鑒于此，本文以效率視角為切入點，試圖探尋有效的貨幣政策調控工具以克服經濟波動、保持經濟運行在合理區間。研究我國貨幣政策調控效率問題切合我國實際情況，也是我國政府部門未來關注的重要命題。首先，從效率視角分析貨幣政策工具選擇問題，為宏觀調控理論研究提供新的研究視角與方向，推動財政貨幣政策研究的發展和創新；其次，研究貨幣政策效率問題，是對現有的宏觀調控理論框架的完善與發展，破解政策困境，助力宏觀調控提質增效，實現經濟健康穩定發展具有重要的現實意義。二、 文獻回顧

有關貨幣政策工具的選擇問題最早可追溯到Poole提出的“普勒規則”，這一規則認為最優貨幣政策工具的選擇以政策工具作用于宏觀經濟效果以及IS曲線和LM曲線的斜率作為判斷標準。沿用這一規則，諸多學者探討了貨幣政策工具選擇問題，主要是基于外部沖擊下，貨幣政策工具對宏觀經濟變量的沖擊效果大小作為政策工具優劣的判斷標準，進而選擇數量型還是價格型作為貨幣政策工具[3]。Taylor將利率設定為通貨膨脹和產出對其自然水平偏離的反應函數，當產出缺口為正（負）和通脹缺口超過（低于）目標值時，應提高（降低）名義利率，并在此基礎上根據貨幣政策反應系數對價格型工具的調控效果進行判斷[4]。Walsh認為當貨幣需求不穩定時，價格型貨幣政策操作更好；而當短期經濟不穩定的因素主要來自于總支出時，貨幣供給量的調控效果更好[5]。Svensson在原有的基礎上進一步將通貨膨脹目標制模型轉化為一個動態優化問題，構建了最小化產出缺口與通脹缺口成本的中央銀行福利損失函數，從而得到了貨幣政策的最優反應函數，即最優貨幣政策規則，進而參照調控效果對貨幣政策規則進行選擇[6]。國內學者，例如趙昕東等、陳飛等、王君斌等、陳浪南和田磊通過選取宏觀經濟數據，運用計量方法考察不同貨幣政策工具變量沖擊對國內生產總值與通貨膨脹的影響及其效果[710]。Zhang、馬文濤、胡志鵬、劉喜和等、卞志村和胡恒強基于動態隨機一般均衡模型，考察貨幣政策對宏觀經濟的沖擊效果，進而甄選我國最優貨幣政策工具[1115]。伍戈和連飛結合中國現實特征，運用混合型貨幣政策規則模型，比較混合規則、數量規則和價格規則下的政策效果[16]。

繼基于調控效果問題研究之后，部分學者開始從社會福利的增進與改善視角考察最優貨幣政策問題。目前大多數學者沿用Woodford提出的關于福利損失的評價模型標準，即通過估算產出缺口和通脹率波動來評估社會福利損失，認為最優貨幣政策是使得社會福利損失最?。ㄉ鐣＠畲蠡┑呢泿耪遊17]。Cecchetti等通過理論模型推導和實際數據模擬得到最優貨幣政策操作，并在此基礎上將其與現實數據的差異作為判斷現實貨幣政策操作范式優劣的標準。他們認為若二者相差不大，表明現實貨幣政策在該時期內福利損失較小，反之則認為在該時期內福利損失較大[18]。Hoffmann和Kempa在開放宏觀經濟學框架下利用Poole的分析框架，在受到外部沖擊后發現在增進社會福利的效果方面，數量型貨幣政策工具要優于利率工具[19]。國內研究最優貨幣政策工具的文獻大多也沿著福利思路展開。劉斌在估計混合模型基礎上以福利為基準，通過隨機模擬得到最優前瞻性區間和最優前瞻性貨幣規則，認為前瞻性規則優于其他規則[20]。趙偉等運用擴展的普勒規則對我國貨幣政策工具選擇問題進行展開研究，認為在增進社會福利方面，中國價格型貨幣政策操作要優于數量型操作，尤其在金融危機發生期間更為明顯[21]。奚君羊和賀云松、王詳和蘇梽芳、伍戈和連飛在新凱恩斯主義DSGE模型下，運用福利損失函數和脈沖響應方法研究了我國最優貨幣政策規則選擇，研究發現利率規則要優于貨幣供應量規則[2223，16]。endprint

綜上所述，國內外的學者都對相關問題進行了深入研究。根據當前國內外理論與實踐，發現科學合理地評估何種貨幣政策工具最優問題，重點是考察其作用宏觀經濟的效果、效益（福利）與效率三個方面。然而，通過文獻梳理，我們發現當前研究主要從效果與效益兩個方面展開，鮮有基于效率視角研究貨幣政策工具選擇問題，這也是相關研究需加強之處。鑒于此，本文將從貨幣政策調控效率的視角去分析我國貨幣政策工具選擇問題，首先嘗試構建包含了兩種貨幣政策工具（數量型與價格型）的新凱恩斯動態隨機一般均衡模型（DSGE模型），采取貝葉斯參數估計方法；然后，結合動態脈沖響應和預測方差分解結果與宏觀調控效率數值分析；最后，系統考察總供給與總需求沖擊下數量型與價格型政策工具的調控效率問題。本文的主要貢獻在于：一是基于中國實際經濟運行數據采用貝葉斯方法對兩種貨幣反應規則進行估計，并在此基礎上討論貨幣政策工具選擇問題，已有基于新凱恩斯模型的相關研究大多采用具有主觀色彩的校準方法；二是通過構建貨幣政策調控效率函數以從效率視角考察貨幣政策工具有效性，這可能是以往研究尚未涉及的，本文基于效率函數視角的分析可豐富國內關于這一領域的研究；三是研究視角豐富，本文綜合采用動態脈沖效應模擬、預測方差分解、效率函數分析以及政策乘數分析以全面評估貨幣政策調控有效性，研究具有客觀性和全面性。三、 基準模型的構建與求解

本文所構建的新凱恩斯DSGE模型主要包括三類經濟主體：家庭、廠商和中央銀行。家庭部門通過供給勞動、消費商品以及持有貨幣和債券，最大化其預期效用貼現值；廠商部門在商品市場上銷售產品，使其利潤最大化；中央銀行通過調節名義利率和貨幣供應量來穩定宏觀經濟，使經濟在一個適度的貨幣金融環境下平穩運行。

（一）總需求：新凱恩斯IS曲線

家庭通過選擇消費Ct、實際貨幣余額Mt/Pt，以及勞動時間Nt以最大化其終生效用：

為重點比較貨幣政策數量型和價格型工具熨平經濟周期以及調控宏觀經濟效力的差異，本文對模型進行簡化，假定消費Ct為以社會總產出衡量的廣義消費，也即Yt=Ct。消費由不同壟斷競爭廠商生產的連續統產品cj（j∈[0，1]）構成，對于進入家庭效用函數的消費品構成和消費品總量價格指數，本文采用CES函數形式：Ct=∫10c（θ-1）θjtdjθ（θ-1），Pt=∫10p1-θjtdj11-θ，θ>1為單個消費品的需求價格彈性。

家庭面臨如下跨期預算約束為：

其中，Bt為代表性家庭一年期債券持有量，Πt為從企業獲得的真實利潤，Wt、Rt分別為名義工資和毛利率，β為主觀貼現因子，σ、b、η分別為跨期消費替代彈性、貨幣需求利率彈性和勞動力供給彈性的倒數。

在家庭預算約束條件下最大化家庭的期望效用函數依次可得一階最優跨期消費配置、最優貨幣持有、最優勞動供給方程為：C-σt=βRt-1EtPtPt+1C-σt+1；γMtBt-bC-σt=Rt-1Rt；χNηtC-σt=WtPt。對數線性化家庭效用函數一階最優條件，得到如下形式：

其中，t=t-ft表示產出缺口；dt=ρtdt-1+εdt表示總需求沖擊，εdt服從均值為0、標準差為1的相互獨立正態分布。

（二）總供給：新凱恩斯菲利普斯曲線

考慮到模型未考慮家庭投資行為，本文假設代表性廠商j遵循以下形式的生產函數：Yjt=ZtNjt，其中Zt為外生技術進步。廠商通過選擇勞動要素最小化其成本函數：minNt（Wt/Pt）Njt-φt（Yjt-ZtNjt），其中φt為拉格朗日乘子。優化求解可得企業真實邊際成本為MCt+i=φt=（1/Zt）（Wt/Pt）。根據Calvo黏性價格模型[24]，本文假定每期有1-ω比例的企業可以調整其價格，其余ω比例的企業無法調整產品定價；參數ω度量了名義剛性程度，其值越大表示每期調整價格的企業越少。據此粘性價格假定，總量價格水平的演進形式即為：Pt=ωPt-1+（1-ω）P*t，其中P*t表示所有在t時期可調價廠商的最優新定價格。對總量價格水平的方程對數線性處理可得：

Gali & Gertler、卞志村和高潔超等認為兼具前瞻型和后顧型特征的混合新凱恩斯菲利普斯曲線更符合現實經濟運行特征[2526]。為此，本文假設經濟中存在前瞻型和后顧型兩種類型的調價廠商，其中前瞻型廠商所占比例為1δ，后顧型廠商所占比例為δ。

對于前瞻型廠商，本文假設其調價時遵循利潤最大化的原則選擇最優價格Pft：Et∑∞i=0ωiβi（Ct+i/Ct）-σ（Pjt/Pt+i-MCt+i）Cjt+i，其中廠商面臨的需求函數滿足Cjt=（Pjt/Pt）-θCt。優化求解即可得最優價格

對前瞻型廠商調價方程對數線性化處理可得：

區別于前瞻型廠商，后顧型廠商依據簡單原則調整價格，其新定價格為上期調整價格與上期通脹率之和：Pbt=P*t-1+t-1。對后顧型廠商調價公式進行對數線性化處理可得：

由此，市場新定價格指數滿足：

假定穩態時通貨膨脹率為0，由（7）、（8）、（9）、（10）式以及邊際成本方程可得通貨膨脹對其穩態偏離的表達式，也即新凱恩斯混合菲利普斯曲線方程：

πt=k1Etπt+1+k2πt-1+k3t+st

（三）中央銀行的決策問題

雖然目前學界和實務界廣泛認為，今后央行應逐步推動貨幣政策調控由數量型向價格型轉型，但有不少研究認為央行在強化價格型工具調控的同時仍不應放棄數量型調控[15，2728]。為此，本文立足宏觀經濟運行現實，在采用貝葉斯估計方法基礎上系統探討貨幣政策數量型與價格型工具的宏觀經濟效應差異，以期為新常態下貨幣政策框架轉型提供有效參考。

參照馬文濤[12]，本文假設價格型貨幣政策滿足具有前瞻性預期的泰勒規則形式：endprint

其中，φi∈（0，1）為價格型貨幣政策平滑系數，φiπ>0和φix>0分別為利率對通脹預期和產出缺口的反應系數；ζit為外生利率沖擊，ρi∈（0，1）為外生利率沖擊一階自回歸參數，隨機沖擊υit服從均值為0、標準差為1的相互獨立正態分布。同理，本文將數量型貨幣政策設定成如下形式：

其中，m∈（0，1）為數量型貨幣政策平滑系數，mπ>0和mx>0分別為貨幣供給量對產出缺口和通脹預期的反應系數；ζmt為外生利率沖擊，ρm∈（0，1）為外生貨幣供給沖擊一階自回歸參數，隨機沖擊υmt服從均值為0、標準差為1的相互獨立正態分布。四、 參數設定和模型適用性

（一）參數校準

本文在進行脈沖響應分析前，首先對模型中的參數進行校準。校準的參數主要來自有關中國現實經濟運行的經驗文獻和宏觀數據，同時在對參數校準的過程中，保證了模型存在唯一穩定均衡解。對于居民跨期貼現率，本文借鑒馬理和婁田田[29]取β=099。對季度穩態名義利率值，本文取iss=1/β-1=001。參照Zhang[11]，取跨期消費彈性倒數σ=2，取貨幣需求利率彈性的倒數b=313。對于新凱恩斯混合菲利普斯曲線方程參數，本文根據最小二乘法估計結果進行校準，取k1=053、k2=01、k3=06。

（二）貨幣政策參數估計

本文分別假定經濟中存在價格型以及數量型貨幣政策操作規則，基于中國現實經濟運行數據對兩種規則進行估計，并據此比較二者熨平經濟周期的能力和宏觀調控效率。為避免參數校準的主觀性和研究過程中參數的非可變性問題，本文采取貝葉斯方法對主要分析的價格型和數量型貨幣政策參數進行估計。即給定先驗分布，然后基于MCMC模擬方法進行MH隨機抽樣，得到后驗分布。估計過程中本文選取的觀測變量主要包括名義利率、名義貨幣供給量、產出、預期通貨膨脹率。由于銀行間同業拆借利率僅自1996年才開始公布，我們取觀測變量樣本區間為1996—2015年。由于本文模型為封閉經濟模型，因此需剔除GDP中進出口部分以得到產出數據。觀察產出數據可知其具有明顯的季節特征，故在模型估計前先進行季節調整。對于預期通脹率，本文假設公眾對通貨膨脹的預期形式滿足理性預期特征，即Et-1πt=πt；通過對季度內各月通脹率取均值即得季度通脹率數據。根據中國人民銀行公布的7天期銀行同業拆借量和加權平均利率的月度數據，可測算季度加權平均利率：

其中，i1、i2、i3分別為各季度內第1、2、3月的平均利率，f（t）為各季度內對應月度的拆借交易量。

對于所有觀測變量，均取對數并用HP濾波過濾后再用以估計參數。參照郭豫媚等[30]，我們假定貨幣政策平滑系數φi、m均服從貝塔（Beta）分布；假定貨幣政策變量對通脹預期和產出缺口的反應彈性系數φiπ、φix、mπ、mx均服從正態（Norm）分布；假定外生貨幣政策沖擊一階自回歸參數ρi、ρm均服從貝塔（Beta）分布。對于價格型貨幣政策規則參數先驗均值，本文根據最小二乘法估計結果近似取φi=07、φiπ=016、φix=077；對于價格型貨幣政策規則參數先驗均值，本文根據最小二乘法估計結果近似取m=07、mπ=01、mx=014。

（三）模型適用性判斷

本文在以上部分采用貝葉斯方法對我國數量型貨幣調控和價格型貨幣調控下的政策行為參數分別進行了估計，但這一過程并不能完全反映我國貨幣政策操作實踐。為此，在對數量型和價格型工具調控效率進行模擬比較分析之前，本文參照楊源源和于津平、朱軍[3132]，進一步基于后驗估計概率討論我國貨幣政策調控范式屬性。根據前文，我們簡記價格型貨幣調控框架為模型M1，數量型貨幣調控框架為模型M2。根據貝葉斯法則，我們可以計算兩個模型后驗概率的比率（Posterior Odds Ratio）：

其中，P（M1）表示現實模型為M1的先驗概率，ZT為本文貝葉斯估計時所使用的數據集，P（ZT|M1）表示數據集ZT擬合模型M1的后驗概率密度。如果后驗概率的比率（Posterior Odds Ratio）大于1，則說明模型M2較模型M1更符合中國的數據特征和宏觀經濟狀況。假定模型M1和M2的概率相同，則模型的選擇直接取決于相同數據集下各模型的后驗邊際概率密度①：P（ZT|X），X=M1或M2。表4列出了不同類型貨幣規則模型下的邊際概率密度。

觀察表4可以發現，無論是基于何種算法得到的邊際概率密度，數量型調控規則情形M2得到的邊際概率密度值均最高，這表明數量型貨幣規則形式的模型設定與實際數據的擬合程度最好，價格型貨幣調控規則對現實經濟運行的擬合程度最低。由此，可得到本文研究的一個重要結論：我國央行主要采取了以數量型調控為主的貨幣操作范式，價格型調控尚未占據主導地位。若在貨幣政策分析時直接參照國外研究假定我國央行遵循以利率調整為主的價格型調控，將對貨幣政策宏觀調控效力的認識產生較大偏誤。五、 數值模擬：貨幣政策調控效率分析

貨幣政策被各國央行作為熨平經濟周期的主要手段，因此平抑經濟波動的能力是評估貨幣政策效率的重要指標。本文將通過脈沖響應分析、調控效率測度分析以及政策乘數分析等對中國貨幣政策調控效率進行全面評估。

（一）動態脈沖響應分析

將上文校準和估計的經濟參數代入本文所構建的一般均衡系統中，據此進行動態模擬分析，可得到價格型和數量型貨幣政策工具分別面臨總需求和總供給沖擊時的宏觀經濟效應，如圖1、圖2所示。圖1刻畫了外生總需求沖擊分別在價格型和數量型貨幣政策框架下對宏觀經濟波動的影響。我們不難發現價格型貨幣政策框架下總需求沖擊造成的通脹和產出偏離更小，也即價格型貨幣政策框架較數量型貨幣政策框架能更為有效的吸收總需求沖擊。圖2刻畫了外生總供給沖擊分別在價格型和數量型貨幣政策框架下對宏觀經濟波動的影響。結果表明價格型貨幣政策框架下總供給沖擊造成的產出偏離明顯小于數量型貨幣政策框架，但其所引致的通脹偏離更大。這說明價格型貨幣政策框架較易熨平總供給沖擊造成的產出波動，而數量型貨幣政策框架較易吸收總供給沖擊對通脹偏離的影響。endprint

進一步考察總需求和總供給沖擊發生后通脹和產出偏離收斂到穩態的速度，我們可以發現價格型貨幣政策框架經濟偏離的穩態收斂速度明顯快于數量型貨幣政策框架。首先觀察總需求沖擊對通脹和產出偏離的動態影響路徑，可發現數量型貨幣政策框架下產出約在18期回歸穩態，通貨膨脹約在20期收斂穩態；而價格型貨幣政策框架下產出約在11期回歸穩態，通貨膨脹約在14期回歸穩態，較數量型框架分別提前3889%、30%。其次觀察總供給沖擊對通脹和產出偏離的動態影響路徑，可發現數量型貨幣政策框架下產出約在19期后收斂到穩態水平，通貨膨脹約在20期后回歸到穩態；而價格型貨幣政策框架下產出約在15期回歸穩態，通貨膨脹約在14期回歸穩態，較數量型政策框架提前2105%、30%。這些數據再次表明，價格型貨幣政策框架更易消化和吸收經濟沖擊造成的宏觀波動，能更快促進經濟收斂于穩態。

① 王國靜和田國強[33]指出，對模型不同的設定進行甄別比較有力的工具就是進行邊際概率密度的比較，貝葉斯估計的一個好處是可以通過比較不同模型設定下的邊際概率密度來選擇哪種模型能更好地擬合實際數據，邊際概率密度越高的模型，說明模型對數據的擬合度越高。

圖2 不同貨幣規則下總供給沖擊對主要經濟變量的脈沖響應圖

（二）經濟沖擊的預測方差分解分析

表5、表6分別描述了價格型和數量型貨幣政策框架下經濟沖擊對主要宏觀經濟變量波動影響的預測方差分解結果。

如表5所示，在價格型貨幣政策框架下，總需求沖擊、總供給沖擊、名義利率沖擊對產出波動的貢獻程度分別為342%、168%、9490%?？傂枨鬀_擊和總供給沖擊對產出波動的影響比較微弱，總供給沖擊影響程度最小，而名義利率沖擊對產出影響明顯。對于通貨膨脹而言，總需求沖擊、總供給沖擊、名義利率沖擊對其波動的貢獻程度分別為069%、627%、9305%。總需求沖擊和總供給沖擊對物價波動的影響比較微弱，總需求沖擊影響程度最小，而名義利率沖擊對物價影響明顯。這一結果表明，產出和通脹的波動主要表現為名義利率調整的影響，外生總需求、總供給沖擊對宏觀經濟波動的影響較小，價格型貨幣政策能較好抵消外部經濟沖擊的不利影響。

進一步考察表6，在數量型貨幣政策框架下，總需求沖擊、總供給沖擊、名義貨幣供給沖擊對產出波動的貢獻程度分別達7176%、2805%、018%，三種沖擊對通貨膨脹波動的貢獻程度依次為7781%、2192%、026%。這一結果表明，總需求沖擊、總供給沖擊較易引致產出和通脹波動，名義貨幣供給沖擊對產出和通脹的影響微弱。通過對數量型貨幣政策框架下產出和通脹波動進行方差分解分析，我們不難發現宏觀經濟波動主要受總需求和總供給沖擊的影響，這與價格型貨幣政策框架存在較大差異。這一宏觀經濟現實再次表明，價格型貨幣政策框架能較好吸收總需求和總供給沖擊帶來的經濟波動，而數量型貨幣政策框架對經濟周期的熨平效果較差，即數量型貨幣政策工具有效性相對較低。

（三）貨幣政策調控效率分析

本部分通過動態脈沖響應和預測方差分解分析的結果，并基于Krause所構建的貨幣政策調控效率函數[34]，進一步考察與估算兩種貨幣政策調控工具分別面臨總需求、總供給沖擊時的調控效率，以此遴選出最優貨幣政策工具。貨幣政策調控效率函數表達式為：

根據Krause對貨幣政策效率函數（EMP）概述，其測度值越大，貨幣政策調控效率越高，表明通過貨幣政策調控可以更有效地吸收總供給或總需求給宏觀經濟帶來的沖擊[34]。

表7刻畫了價格型和數量型貨幣政策框架分別吸收和消化總供給、總需求沖擊的能力?？砂l現價格型貨幣政策工具無論是面臨總需求沖擊抑或總供給沖擊，其貨幣政策調控效率（EMP）值均高于數量型貨幣政策工具，亦即價格型貨幣政策工具的效率更高；但EMP值的差異主要表現為兩種貨幣政策工具應對總需求沖擊時的差別，此時價格型貨幣政策的效率約為數量型貨幣政策工具的9729倍（前者為33272，后者僅為00342），而二者應對總供給沖擊時的效率則較為接近（價格型貨幣政策為07487，數量型貨幣政策工具為03674）。進一步分析兩種貨幣政策工具各自面臨總需求沖擊和總供給沖擊的貨幣政策效率值，不難發現價格型貨幣政策框架應對總需求沖擊導致的宏觀經濟波動的能力明顯高于其應對總供給沖擊的能力，約為其444倍；而數量型貨幣政策工具降低總供給引致經濟波動的能力遠高于其應對總供給沖擊的能力，約為其1074倍。

根據實證結果再結合我國貨幣政策調控的歷史演進過程（見圖3）。我們發現，在改革開放初期，我國經濟增長率保持在年均10%左右，但經濟波動幅度較大，最高達到15%的增長率，最低處于38%的增長率。與此同時，通貨膨脹波動幅度也較大，如1985年我國宏觀調控的主要目標是控制通貨膨脹，但在1988年發生了嚴重通貨膨脹，隨即開始實行緊縮政策以控制通脹，結果導致經濟迅速下滑。在1997年的東南亞金融危機的席卷下，1998年起出現了通貨緊縮的現象，經濟增長放緩，央行在此采取多項擴張性舉措，但收效甚微。2008年美國金融危機蔓延全球，央行果斷降息降準，國內經濟探底回升，但卻出現了通貨膨脹現象，CPI持續處于5%左右。2011年以來，中國經濟增速逐步放緩并步入“三期疊加”的深入調整時期，在穩健貨幣政策調控下我國貨幣供應增長較快，但經濟增速卻不斷下降。2014年M2增長122%，GDP增長73%，2015年M2增長133%，GDP增長69%，CPI長期處于2%區間徘徊。我國的宏觀經濟形勢特征顯露出我國貨幣政策目標時常盯丟，并出現了顧此失彼癥狀，貨幣政策調控效率不佳。根據圖中走勢，不難發現我國物價、GDP走勢在部分時期與貨幣政策執行方向呈現非一致性，尤其是數量型貨幣政策調控。例如，在1987年至1989年時期，M2下降，我國出現了嚴重的通貨膨脹現象。部分時期M2的增長率與通貨膨脹出現較大幅度背離，如1987至1990年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年。圖中走勢顯示，雖然價格型貨幣政策調控功效也并不顯著，但其關鍵原因還是我國多年來的利率尚未完全市場化，利率走廊不通暢。endprint

（四）穩健性檢驗

為增強結論的穩健性，我們進一步使用央行福利損失方法對不同貨幣政策工具熨平經濟波動的能力進行評估。參照郭豫媚等[31]，央行社會福利損失函數及參數設定如下：L=Var（x）+μVar（π），其中μ=05。表7中的測算結果表明，無論面臨何種沖擊，價格型貨幣政策框架下的社會福利損失值最小，也即價格型工具熨平經濟波動的能力占優于數量型工具；從單個貨幣政策工具來看，價格型貨幣工具消化總需求沖擊的能力最強，數量型貨幣工具則更易消化總供給沖擊引致的經濟波動。這與基于EMP值的貨幣政策調控效率分析結論一致。為此，綜合兩種類型的貨幣政策工具分別面臨總需求沖擊和總供給沖擊時的調控效率和央行社會福利損失情況，我們認為當經濟主要面臨總需求沖擊時，中央銀行應主要采取以價格型為主的貨幣政策調控工具；而當經濟主要面臨總供給沖擊時，中央銀行可考慮搭配使用價格型和數量型貨幣政策工具，以充分發揮不同貨幣政策工具的政策合力作用。

（五）貨幣政策響應乘數分析

為增強本文關于不同貨幣政策工具調控效率評價研究的深入性和廣泛性，在分析兩種貨幣政策機制降低外部總需求沖擊和總供給沖擊所引致宏觀經濟波動的能力后，我們進一步考察了兩種貨幣政策工具對主要宏觀經濟變量的沖擊效果。

本部分主要參考Leeper et al[35]測算了20期內名義利率、名義貨幣供給沖擊分別對產出的價格調控的累計響應彈性乘數，具體如表8所示?？砂l現，基于政策響應乘數的分析亦表明，名義利率沖擊對產出和價格的調控效果均遠高于名義貨幣供給調控。為此，當宏觀經濟偏離穩態水平抑或經濟周期發生時，中央銀行應首先采用以調整名義利率為主的價格型貨幣政策工具以充分發揮貨幣政策調控有效性。

六、 結論與啟示

在當前經濟仍處在深度調整期的新常態下，不確定、不穩定因素依然較多，主要經濟體復蘇不及預期，貿易保護主義抬頭，地緣政治更趨復雜。并且，我國貨幣政策操作的歷史實踐也表明政策調控效果不佳，貨幣政策調控效率一直處于較低水平。因此，在面對復雜的內外部沖擊下，創新與完善調控方式、遴選合意的貨幣政策工具以提高我國貨幣政策調控效率，將有助于貨幣調控提質增效、促進宏觀經濟行穩致遠。鑒于此，本文首先構建了新凱恩斯動態隨機一般均衡模型（DSGE模型），采用貝葉斯方法對不同貨幣政策操作規則進行估計；然后，通過對數量型與價格型政策工具進行動態脈沖響應、預測方差分解分析；最后，基于貨幣政策調控效率函數，系統考察了經濟面臨總供給和總需求沖擊情形下貨幣政策工具的調控效率。

綜上所述，主要得到如下幾點結論：（1）貝葉斯后驗估計表明，1996—2015年間我國央行主要采取了以數量型調控為主的貨幣操作范式，以利率調整為主的價格型調控尚未占據主導地位，故單純基于價格型貨幣框架的分析難以真實反映中國貨幣政策調控實踐。（2）動態脈沖響應分析發現，總需求沖擊下價格型貨幣政策框架較數量型貨幣政策框架能更為有效地吸收總需求沖擊，總供給沖擊下價格型貨幣政策框架較易熨平總供給沖擊造成的產出波動效果更優，且價格型貨幣政策框架經濟偏離的穩態收斂速度明顯快于數量型框架。（3）基于預測方差分解結果比較數量型與價格型貨幣政策框架下總需求和總供給沖擊對宏觀經濟波動的貢獻程度，發現價格型貨幣政策框架能更有效地吸收總需求和總供給沖擊。（4）基于貨幣政策調控效率公式進行測算，我們發現無論是面臨總需求沖擊還是總供給沖擊，價格型工具的貨幣政策調控效率值均高于數量型工具。

基于本文的研究結論，我們認為新常態經濟下提升貨幣政策調控效率需從以下幾方面著力：第一，根據“十三五規劃建議”堅定不移推進貨幣政策從以數量型調控為主向以價格型調控為主轉型。第二，寓改革于調控之中，進一步疏通和完善價格型調節和傳導機制，探索利率走廊機制，降低私人部門對央行利率調整的反應粘性。第三，在未來發展過程中，宏觀調控要實現總量平衡、結構優化、保持經濟運行在合理區間的多重目標，可以將提高宏觀調控效率作為政策調控的取向與基本要求。第四，當前我國利率市場化處于基本完成的初期，利率形成與調控機制還不健全，央行在此情形下還應注重加強預期管理：一是加強與市場的信息溝通，特別是事前溝通與事后解釋及時公布貨幣政策相關操作及意圖；二是增加貨幣政策透明度，增強央行的獨立性，保障政策制定的客觀性與專業性。參考文獻：

[1] 陳建斌， 郁方. 宏觀經濟調控執行績效的一個數量評價： 1985—2005年 [J]. 數量經濟技術經濟研究， 2007（9）： 1323.

[2] 陳彥斌， 劉哲希， 郭豫媚. 經濟新常態下宏觀調控的問題與轉型 [J]. 中共中央黨校學報， 2016（1）： 106112.

[3] Poole W. Optimal choice of monetary policy instruments in a simple stochastic macro model [J]. Quarterly Journal of Economics， 1970， 84： 197216.

[4] Taylor J B. Discretion versus policy rules in practice [R]. CarnegieRochester Conference Series on Public Policy， 1993， 39： 195214.

[5] Walsh C E. Speed limit policies： The output gap and optimal monetary policy [J]. American Economic Review， 2003， 93（1）： 265278.

[6] Svensson L E O. Inflation targeting： Should it be modeled as an instrument rule or a targeting rule？ [J]. European Economic Review， 2002， 46（4/5）： 771780.endprint

[7] 趙昕東， 陳飛， 高鐵梅. 我國貨幣政策工具變量效應的實證分析 [J]. 數量經濟技術經濟研究， 2002（7）： 103106.

[8] 陳飛， 趙昕東， 高鐵梅. 我國貨幣政策工具變量效應的實證分析 [J]. 金融研究， 2002（10）： 2530.

[9] 王君斌， 郭新強， 王宇. 中國貨幣政策的工具選取、宏觀效應與規則設計 [J]. 金融研究， 2013（8）： 115.

[10] 陳浪南， 田磊. 基于政策工具視角的我國貨幣政策沖擊效應研究 [J]. 經濟學（季刊）， 2014（1）： 285304.

[11] Zhang Wenlang. Chinas monetary policy： Quantity versus price rules [J]. Journal of Macroeconomics， 2009， 31： 473484.

[12] 馬文濤. 貨幣政策的數量型工具與價格型工具的調控績效比較： 來自動態隨機一般均衡模型的證據 [J]. 數量經濟技術研究， 2011（10）： 92110.

[13] 胡志鵬. 中國貨幣政策的價格型調控條件是否成熟？——基于動態隨機一般均衡模型的理論與實證分析 [J]. 經濟研究， 2012（6）： 6072.

[14] 劉喜和， 李良健， 高明寬. 不確定條件下我國貨幣政策工具規則穩健性比較研究 [J]. 國際金融研究， 2014（7）： 717.

[15] 卞志村， 胡恒強. 中國貨幣政策工具的選擇： 數量型還是價格型 [J]. 國際金融研究， 2015（6）： 1220.

[16] 伍戈， 連飛. 中國貨幣政策轉型研究： 基于數量與價格混合規則的探索 [J]. 世界經濟， 2016（3）： 325.

[17] Woodford M. Interest and prices： Foundations of a theory of monetary policy [M]. Princeton： Princeton University Press， 2003.

[18] Cecchetti S G， FloresLagunes A， Krause S. Has monetary policy become more efficient？ A crosscountry analysis [J]. The Economic Journal， 2006， 116： 408433.

[19] Hoffmann M， Kempa B. A poole analysis in the new open economy macroeconomic framework [J]. Review of International Economics， 2009， 17（5）： 10741097.

[20] 劉斌. 最優貨幣政策規則的選擇及在我國的應用 [J]. 經濟研究， 2003（9）： 313.

[21] 趙偉， 朱永行， 王宇雯. 中國貨幣政策工具選擇研究 [J]. 國際金融研究， 2011（8）： 1326.

[22] 奚君羊， 賀云松. 中國貨幣政策的福利損失及中介目標的選擇 [J]. 財經研究， 2010（2）： 8998.

[23] 王詳， 蘇梽芳. 中國貨幣政策的福利損失與政策規則選擇 [J]. 南方經濟， 2014（2）： 2137.

[24] Calvo G A. Staggered prices in a utilitymaximizing framework [J]. Journal of Monetary Economics， 1983， 12（3）： 383398.

[25] Gali J， Gertler M. Inflation dynamics： A structural econometric analysis [J]. Journal of Monetary Economics， 1999， 44（2）： 195222.

[26] 卞志村， 高潔超. 適應性學習、宏觀經濟預期與中國最優貨幣政策 [J]. 經濟研究， 2014（4）： 3246.

[27] 謝眾. 對當前貨幣調控工具選配的思考 [J]. 金融研究， 2008（5）： 203206.

[28] 肖爭艷， 劉哲希， 鄧敏婕. 新常態下貨幣政策價格型調控有效嗎？ [J]. 世界經濟文匯， 2006（2）： 5979.

[29] 馬理， 婁田田. 基于零利率下限約束的宏觀政策傳導研究 [J]. 經濟研究， 2015（11）： 94105.

[30] 郭豫媚， 陳偉澤， 陳彥斌. 中國貨幣政策有效性下降與預期管理研究 [J]. 經濟研究， 2016（1）： 2841.

[31] 楊源源， 于津平. 新常態下中國最優貨幣調控范式選擇——基于財政貨幣政策互動視角 [J]. 世界經濟文匯， 2017（2）： 7286.

[32] 朱軍. 債權壓力下財政政策與貨幣政策的動態互動效應——一個開放經濟的DSGE模型 [J]. 財貿經濟， 2016（6）： 517.

[33] 王國靜， 田國強. 政府支出乘數 [J]. 經濟研究， 2014（9）： 419.

[34] Krause S. Optimal monetary policy and the equivalency between the onePeriod ADAS model and the forwardlooking New Keynesian model [J]. Applied Economics Letters， 2006， 13： 540544

[35] Leeper E M， Plante M， Traum N. Dynamics of fiscal financing in the United States [J]. Journal of Econometrics， 2010， 156（2）： 304321.

責任編輯、 校對： 鄭雅妮endprint