泰勒规则与我国通货膨胀的波动性

摘 要：本文利用泰勒规则分析我国利率变化与通货膨胀波动性之间的关系。研究发现，利率规则总体上还是处于被动适应状态，但1999年以后，利率规则无论反应力度还是平滑程度比以往有所改善，这部分解释了我国通货膨胀波动性渐趋缓和的现象，但反应力度不足以发挥实际利率对通货膨胀的抑制作用，这可能是造成我国高通货膨胀惯性的重要因素。其政策含义是加大短期名义利率对通货膨胀的反应力度，使政策反应函数从被动适应转入积极反应状态，以发挥利率规则稳定通货膨胀预期作用。

关键词：泰勒规则； 通货膨胀；结构突变；GMM模型

中图分类号：F015 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2012）04-0018-04

通货膨胀和失业（产出）之间的替代关系一直是货币政策理论和实践的核心问题。泰勒规则揭示了中央银行如何利用短期利率这个政策工具，实现缩小通货膨胀和产出缺口，即实际值与目标值（均衡值）之间偏离程度的政策目标。泰勒规则在拟合发达国家利率动态变化上表现出的优越性，使货币政策理论和实践的注意力从早期对通货膨胀和产出水平替代关系转移到二者的波动性替代关系上，这进一步促使泰勒规则成为考察中央银行政策反应函数及其效率的重要参考尺度。改革开放以来，我国宏观经济经历过数次大起大落，呈现高增长、高波动的特征，但从1999年之后，产出和通货膨胀的波动性渐趋缓和，而且二者密切相关，那么这一典型化事实是我国经济自身运行机制渐趋稳健的结果，还是由于货币政策起到了稳定通货膨胀和产出的作用？

本文尝试从泰勒规则的视角对此进行探讨，具体结构安排如下：第一部分对泰勒规则的研究进展进行综述；第二部分介绍泰勒规则及前瞻式扩展形式；第三部分是数据处理与相关检验；第四部分基于我国的经济数据，运用计量方法对泰勒规则及其扩展形式进行估计和检验，讨论了模型的经济价值；最后给出研究结论和若干政策建议。

一、文献综述

Taylor对1985―1992年美联储货币政策研究发现，如下形式的利率规则很好地描述了联邦资金利率的动态变化［1］/。

r=p+0.5y+0.5(p－2)+2 (1)

其中，r为联邦基金利率，p为前四个季度的平均通货膨胀率，y为实际产出缺口。

泰勒规则具有明确的政策含义：第一，中央银行要在产出缺口和通货膨胀的波动性，而不是在二者的水平之间权衡。两者组合形成一个效率边界，即泰勒曲线。沿着这条曲线，与产出围绕其自然水平每次波动相对应，是通货膨胀的波动性，二者呈现此消彼长的关系，即要使通货膨胀的波动性越小，付出的代价是产出缺口的波动性也就越大。典型的例子是，石油危机这类供给冲击，使中央银行在稳定产出和通货膨胀之间陷入顾此失彼的两难抉择。第二，中央银行把短期利率作为货币政策工具，根据产出偏离潜在产出，以及通货膨胀偏离通货膨胀目标的程度，适时调整短期名义利率，使经济保持在稳定状态。第三，利率调整要遵循泰勒原则，也就是名义利率调整幅度与通货膨胀上涨幅度相比始终要大于1∶1，这样实际利率才能起到抑制通货膨胀的作用，否则通货膨胀预期的自我实现机制会进一步推高通货膨胀，最终导致通货膨胀失控局面。

泰勒规则自出现以来，由于具有简洁清晰刻画中央银行反应函数的优越性，在货币政策分析领域得到广泛应用。但考虑的因素过于简化，也使其拟合效果和稳定性对时间序列跨度和数据的选择比较敏感，对此国外学者试图从两个方面进行修正：一是在泰勒规则中引入通胀率、产出的滞后项和前瞻项，使其具备适应性预期和理性预期的特征。Clarida等把预期通货膨胀引入泰勒规则，对两类国家G3（德国、日本、美国）和E3（英国、法国、意大利）货币反应函数做了估计，得到在不确定情况下通货膨胀目标优于固定汇率目标的结论［2］/。货币当局主要是根据对于未来通货膨胀和产出预期调整利率，利率水平是通货膨胀预期和产出预期的函数。Orphanides研究显示，引入前瞻项有助于改善联邦利率对产出缺口和通货膨胀缺口的反应，但随着预测区间长度增加，效果明显下降［3］/。Nelson将历史分析法与反应函数法结合起来，在分析货币历史数据基础上估算中央银行反应函数［4］/。这些研究涉及到美联储、英格兰银行、日本银行和德意志联邦银行。此外，其他如汇率、价格水平、资产价格等经济变量也相继引入泰勒规则，以增进其解释能力和估计效果。Taylor把汇率变量纳入泰勒规则，研究发现，对汇率直接反应的货币政策规则并没有增进产出和通货膨胀的稳定性，效果有时不如传统的泰勒规则明显［5］/。二是从非线性关系的视角考察参数的结构性变化和时变通货膨胀目标对泰勒规则的影响。Davig和Leeper扩展具有区制转移的前瞻性泰勒规则，认为中央银行并非始终遵守泰勒原则，使反应函数的参数一直保持在积极式区制状态，而是可能为了应对金融危机等问题转入被动式区制，这将导致通货膨胀的波动性比稳态时显著上升［6］/。上述研究对泰勒规则做了进一步拓展，形成了后顾式、前瞻式、非线性和混合式等多种类型。

国内学者基本上沿着上述思路对泰勒规则及其拓展形式在我国的适用性进行检验。谢平和罗雄运用历史分析法与反应函数法把我国货币政策运用于检验泰勒规则，认为利率规则值与实际值的偏离之处恰恰是政策操作滞后于经济形势之时，建议把泰勒规则作为我国货币政策的参照尺度，用以衡量货币政策的松紧［7］/。赵进文和高辉对1993―2002年我国货币政策利率规则进行估计，考虑了汇率对长期目标通胀率的影响，构造了动态季度目标通胀率［8］/。刘斌建立了混合型货币政策模型，研究得出中国的货币政策偏重对产出的考虑，中央银行的相机决策行为，往往导致社会福利的损失的结论［9］/。王胜和邹恒甫构建开放条件下的泰勒规则，把美、日、欧盟等作为影响我国经济的外部因素，经验分析表明在开放条件下我国货币政策制定受到美国经济金融状况影响较大［10］/。张屹山和张代强基于目前我国使用货币供应量作为中介目标的事实，把货币增长率引入泰勒规则，结果发现这个反应函数较好地描述同业拆借利率、存贷款利率及两者利差的走势，但三个指标对预期通胀率和预期产出率的反应不足［11］/。上述研究大多认为现阶段我国的泰勒规则具有不稳定性特征，这启发了一些学者尝试考察经济变量的结构变化对泰勒规则估计结果的影响。王建国运用Chow检验发现，1997年亚洲金融危机后，名义利率的弹性明显增强［12］/。郑挺国和刘金全把泰勒规则扩展为具有时变通胀目标的区制转移模型，研究发现我国的货币政策规则存在“惰性”和“活性”两个区制，后者是具有实际意义的泰勒规则［13］/。

二、泰勒规则及其扩展形式

本文第一部分介绍的泰勒规则是在美国货币政策经验分析基础上提炼出来的，由于各国经济金融结构不同，特别是发展中国家市场化程度与发达国家有较大差距，这些差距必然在总体经济模型的参数上有所反映，因此这里对泰勒规则做一般化处理。

令r=iTt，y=xt=yt－yPt，其中yPt为潜在产出，p=πt，同时用r和πT分别代替上式中2%的均衡利率和通货膨胀目标，对（1）式调整后得到：

iTt=(r+πT)+1.5(πt－πT)+0.5(yt－yPt)(2)

令iT=r+πT，进一步简化得到一般形式的泰勒规则：

iTt=iT+bπ,0(πt－πT)+bx,0(yt－yPt)(3)

Clarida等\[2\］/对（3）式进行改进，以反映货币当局的前瞻的前瞻式泰勒规则：

iTt=iT+βπ,+k(E［πt+k|Ωt］－πT)+βx，+qE［xt+q|Ωt］(4)

其中，iTt是t期货币政策名义利率目标，πt+k表示从t期到t+k期的通胀变化率，πT为通胀目标。xt+q表示t期到t+q期的平均产出缺口，E是期望因子，Ωt表示在t期掌握的信息集，rT为通货膨胀和产出处于目标水平时的均衡名义利率。目标利率对通胀缺口和产出缺口的反应取决于系数βπ和βx。如果βπ>1，βx>0，那么利率规则是稳定的；而如果βπ

在现实中中央银行倾向于循序渐进地调整利率，这既考虑了货币政策决策面对经济环境的不确定性，也有利于保持短期利率调整的连续性和稳定性，以避免对金融市场造成冲击，进而对长期利率乃至市场预期产生实质性影响。Clarida等的研究表明，把形式如（4）式的利率平滑因素引入泰勒规则能够更好地解释利率调整动态\[2\］/：

it=βi(L)it－1+(1－βi,－1)iTt+vt（5）

其中，参数βi,－1∈（0,1）反映平滑调整的程度，vt表示均值为零的外生利率冲击的随机扰动项，it是货币当局设定的当前利率水平。

把（4）式代入（5）式，得到引入利率平滑机制的泰勒规则为：

it=(1－βi,－1)(iT－βπ,+kπT+βπ,+kπt+k+βx,+qxt+q)+βi(L)it－1+εt (6)

其中：

εt=－(1－βi,－1){βπ,+k(πt+k－E［πt+k|Ωt］)+βx+q(xt+q－E［πt+k|Ωt］)}+νt

由于用t－1期数据的信息集与t期的信息集无关，故Eyt+1Ωt=0。我们使用GMM方法对（7）式估计向量β0,+k,βπ,+k,βx,+q,βi,－1，工具变量为通胀、产出缺口、利率的滞后项和通胀的4个滞后值。

E［it－(1－βi,－1)(β0,+k+βπ,+kπt+k+βx,+qxt+q)－βi(L)it－1|Ζt］=0(7)

三、数据处理及相关检验

1.数据选取

本文选用1994―2010年的相关季度经济数据进行实证检验，共68个样本数据。

（1）短期名义利率。

市场利率是整个利率体系的形成基础，具有作为中央银行制定基准利率的价格信号和参照系数的优越性。在发达市场经济国家，国债利率是金融市场的基础利率。目前我国利率处于市场化进程中，国债市场总体规模相对较小，还不足以发挥引导市场利率的基础作用。而同业拆借市场利率和债券回购利率、票据贴现利率的利率市场化程度较高，三者之间具有较高的相关程度。银行间同业拆借市场的利率形成机制相对于其他两个市场更健全，能够反映货币市场的资金供求状况，而且与1年期银行存款利率之间互为因果。因此，本文沿用谢平和罗雄［7］/的方法，把银行间市场7天期同业拆借市场利率作为市场利率的变量。1994―1995年的数据选取上海融资中心同业拆借利率。之后的7天同业拆借利率数据取自《中国人民银行统计季报》各期，季度平均后得到季度同业拆借利率。

（2）通货膨胀率。

选用CPI作为衡量通货膨胀率的指标。对CPI月度数据进行三项移动平均求出季度CPI数据，即可求出通货膨胀率＝（季度CPI－1）×100％。

（3）产出缺口。

季度GDP为当季发生数，即用本季的当年累计数减去上年的当年累计数。为了消除通货膨胀的影响，把名义季度GDP转化为实际值，方法为：实际季度GDP=名义季度GDP /（CPI/100）。为了避免季节变动对实际GDP的影响，利用X－12方法对实际GDP进行季节调整，之后利用HP滤波方法（λ=1 600）估计潜在GDP，产出缺口为100（Y-Y*）Y*，其中Y为季节调整后的实际GDP，Y*为潜在GDP。

2.平稳性检验

为了避免时间序列经济数据非平稳性带来的伪回归问题，本文使用ADF单位根检验进行平稳性检验，结果表明在样本区间内通货膨胀不存在单位根，利率和实际产出缺口的一阶差分序列检验结果显示在1%的显著性水平上拒绝单位根假设，即差分后的变量为平稳序列I(1)。

（三）结构变化的断点识别

除了随机趋势，结构变化是造成时间序列不稳定的另一个因素。在现实中无论政策调整还是制度变化或者外部冲击，如汇率制度从固定汇率转变为浮动汇率、金融危机、石油危机等等，都有可能造成经济数据的结构性变化。计量经济学对这类问题的处理方法有两种：一种是根据对数据和经济事件的观察做出主观判断来确定结构变化点，如Chow 检验。另一种是为了克服已知断点检验带有的主观性，把数据结构变化点内生化的未知断点检验方法，如Zivot-Andrews 的单结构断点检验。随着技术和算法的进步，Bai和Perron又提出多结构变化断点检验方法。考虑到1997年以来我国经济经历过两次金融危机以及汇率制度改革等重大经济事件，本文使用Quandt-Andrews 未知断点检验，对CPI的AR（1）模型进行估计。结果显示使用15%修正的Quandt似然比统计量和最大Wald统计量出现在1999年3季度，其值分别为2.93和0.90。

四、实证检验结果

根据上述结构断点检验，我们使用GMM检验对整个样本及两个分段样本区间进行估计，表2给出估计结果，1994―1998年，名义利率的调整幅度明显低于通货膨胀变化幅度。实际上这段时间货币政策主要依重对信贷规模来抑制通胀，但由于当时货币市场规模小、利率市场化程度低，利率政策松紧程度对经济更多的是适应性反应，这不仅增加了产出波动，而且造成短期名义利率大幅波动。1999年以后，利率对通货膨胀的反应系数和平滑系数都有所提高。这一阶段取消信贷规模管理，特别是金融机构实行资产负债比例管理制度后，对利率的敏感程度提高。货币政策的制度变化所产生的效应反映在经济波动上，就是1998年前后两个样本区间的通货膨胀波动性出现显著变化，其均值和标准差分别从10.31和9.71下降到1.77和2.49。

五、研究结论和政策建议

本文利用结构变化断点检验对泰勒规则在我国的适用性进行检验，得出如下基本结论：其一，总体上我国的利率规则处于被动反应状态，对通胀的反应力度低于泰勒原则的要求。其二，利率规则呈现由弱到强的表现，特别是1998年以后，利率规则无论反应力度还是平滑程度都比以往有所增强，从而有利于缓解我国通胀波动性，但反应力度不足以发挥实际利率对通胀的抑制作用，长期积累形成“通胀偏差”，可能是导致我国通胀呈现高惯性特征的重要因素。

发挥利率稳定通胀预期作用的一个改进方向，是加大利率对通胀的反应力度，以逐步确立政策可信度。此外，需要建立一个与利率规则相适应的货币政策操作程序，以提高管理流动性的能力，而不是进一步增加准备金和短期名义利率两者量价关系的不稳定性。从2005年我国实行有管理的浮动汇率制度以来，提高准备金率作为对冲流动性过剩的工具已经常态化。其效力之所以大打折扣，一方面在于过多的超额准备金造成银行系统对市场利率变化反应不敏感，另一方面，超额准备金利率构成了我国市场利率的底线。因此，降低超额准备金符合央行治理流动性过剩，疏导利率传导渠道的政策目的，也有利于降低冲销的财务成本。

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