2015年第6期No. 6, 2015 (总第420期)舍、htlf也General 中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?一一基于开放条件下非对称损失偏好函数的实证研究王晋斌刘蜻蓉(中国人民大学经济学院，北京l∞872) 摘要:本文采用非对称损失偏好函数探究了开放条件下央行货币政策在产出缺口、通胀缺口和汇率缺口上的损失偏好，实证结果表明央行的货币政策偏好多目标制。央行在产出和通胀上不存在显著的非对称损失偏好，这种相机抉择的货币政策取向表明控制通胀和促增长是央行并重的目标;但在汇率上存在显著的非对称损失偏好，表明央行的汇率政策侧重于支持出口导向型的增长模式。关键词:非对称损失偏好;产出缺口;通胀缺口JEL分类号:E52，面，因l文献标识码:A文章编号:1∞♀-7246{ 2015)06 -α泊1-13 一、引言过去的几十年，一些国家和地区的央行的实践表明通货膨胀目标制作为一种流行的货币政策框架受到了广泛的关注。Bernankeet al. (1999)对国际上的通货膨胀目标的经验进行了详细的阐述和总结，认为低通货膨胀对于经济的长期增长是至关重要的。通胀目标制的货币政策框架更具有内在一致性和透明度，有助于形成货币政策纪律和有效的货币政策(Bernankeand Mishl巾，1997)。因此，央行货币目标损失函数就不再是传统的Barro and Gordon (1983 )对称性损失偏好函数，因为央行更重视通货膨胀偏离目标值带来的损失。Ruge -Murcia(2∞la)首次使用Varian(1975)的非对称损失偏好函数证实了加拿大等国家的中央银行在通货膨胀率上都存在显著的非对称性损失偏好。Nobayand Peel 收稿日期:2013-09 -20 作者简介:王晋斌，经济学博士，教授，中国人民大学经济学院，Email: wjinbin@. 刘娟蓉，经济学硕士，中国人民大学经济学院，Email:janetaifei@gmaiLcom. *本文感谢教育部基地人文社会科学重大项目(项目号:14JJD790022)的资助。感谢匿名审稿人的宝贵意见。文责自负。1
2 总第420期4、h'付钱二(2003 )和Ruge-Murcia(2003)的研究证实了美联储在通货膨胀率上存在显著的非对称性损失偏好。这些研究支持了货币政策偏好单一的通胀目标制。王晓天和张淑娟(2007)认为中国汇率改革后，通胀目标作为名义锚适合中国的货币政策。也有研究表明货币政策在产出或失业上存在显著的非对称损失偏好。如Ruge-Murcia ( 2∞lb，2002) 对G7(七国集团)的研究以及Cukiermanand Gerlach (2003 )对22个OECD国家的研究。还有些研究表明央行货币政策的非对称损失偏好是随着时间而动态变化的。如Shawnand Jeffrey ( 2006 )对澳大利亚央行研究表明货币政策是相机抉择的，货币政策体现出偏好多目标的特征。上述研究都是在封闭条件F的。很多有关央行货币政策的研究忽略了汇率变动在货币政策中的重要影响(Ball , 1999) 0 Svensso叫2000)和Claridaet al. (2001)的研究指出开放条件下包含汇率的最优货币政策反应函数能够比封闭条件下的货币政策规则带来更多的有用信息，因为汇率会通过传递效应影响到国内的通胀水平和实际利率。Ikeda( 2010 ) 把Surico( 2007 )的模型拓展到开放条件下，其研究表明捷克等四国央行的货币政策规则在名义汇率上都存在比较显著的非对称性损失偏好。Zainab(2012)利用季度数据研究了开放条件下美国、加拿大、日本和英国等四国央行的货币政策规则，也证实了汇率对货币政策规则的重要影响。至于对中国货币政策非对称损失函数的研究并不多，且都是封闭条件下展开的。如赵进文和黄彦(2006)以及郑挺国和郭辉铭(2012)的研究表明中国央行对通胀有显著的非对称损失偏好，而对产出缺口不存在显著的非对称偏好，在一定程度上支持了央行货币政策的偏好通胀单一目标制。也有采用对称损失函数研究开放条件下的货币政策规则的，如Mehrotraand Sœnchez -Fu ng ( 2010 )利用对称性的损失偏好函数研究了开放条件下的中国货币政策规则且发现汇率的影响并不显著。本文将在既有研究的基础上，采用非对称损失偏好函数来研究开放条件下中国央行货币政策损失偏好。1995年的《中国人民银行法》明确我国货币政策的目标是"保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长"的多目标制。其中，币值稳定又包括对内币值的稳定和对外币值的稳定两个方面，即保持国内物价的稳定和汇率的稳定。央行货币政策是否偏好多目标制?如果偏好多目标制，这种多目标制进一步的具体内涵是什么?本文分五个部分来论证并回答上述问题。第一部分是引言;第二部分是理论、计量模型的构建;第三部分是计量结果、稳健性检验及其说明;第四部分对计量结果与相关经验的讨论;最后一部分是简要结论。二、货币政策非对称损失偏好理论与计量模型的构建(一)经济中的总供给和总需求结构首先假设私人部门的经济行为可以用如下带预期的线性菲利普斯(Phillips)曲线来，d咽.且、、』，a‘、、表示，即:、y, -y; =θ(7T，-7T;) +叫，(j > 0
却15年第6期中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?3 其中，创表示在t-1期私人部门对t期实际通货膨胀水平的预期值;叫代表来自供给面的干扰项，并假设其服从AR(1)过程，即:叫=ρU:_+ e;，ρε[0，1 )且s:是独立同J分布的随机干扰项(其均值为零、方差为0":)。在私人部门理性预期的假设条件下，有:1T; = E’_I1T, (2) 其中，E’_I (. )表示基于t-1期所有可获取的信息的条件期望。潜在产出水平y，.可通过实际产出水平y，的走势来识别。根据(1)式可知，只-y，.是与U;有关的随机变量，结合方程式U;= pU;_J + e;可知其方差σ;正相关于ρ和σ:。其次假设私人部门的最优经济行为可以用如下带理性预期的NewKeynesian IS曲线(3) 来表示:x, :: -~(i， -E,1T’+l) + E,x’+J +叫，σ>0 σ 其中，X，= y, -y，.表示产出缺口~，代表名义短期利率;E，作川和E，x，+J分别表示在t期对t+ 1期的通货膨胀水平和产出缺口的条件期望值;ωf表示来自需求面的干扰因素，假设其服从AR(1)过程，即:ωf=Kωil+时，KE[O，I)且旷是独立同分布的随机干扰项(其均值为零、方差为σ!) 0 (3)式是由基于消费函数和相关的市场出清条件的标准欧拉方程经过对数线性化变换而来。该式将消费平滑化的概念引人到总需求中，通过其表达式可知产出缺口x，正相关于其期望值E凡+J，负相关于实际利率it-ES作，.J。(二)央行的非对称性福利损失函数在非对称性损失偏好和小型开放条件的前提假设下，央行的即期非对称福利损失函数L，可以用如下的线性-指数函数来表示rexp[γ(y， -y,.) ] -γ(y， -y,.) -11. __rexp[, ] , -11 L, = 2( 臂t-11"t*) 2 +λl "^P L r’ J, J, J j",2 r , J, -J, J -. J +伊lv^PLII:-", J,} 11:-", J (4) ‘γX 其中，!，表示汇率偏离目标值之差。参数λ、伊>0是赋予央行目标损失函数中产出水平与名义汇率的重要性或权重，分别表示稳定产出和汇率对稳定通货膨胀的重要性。γ、x分别表示央行在稳定产出和汇率方面表现出来的非对称性损失偏好参数，表达央行货币政策的偏好相关。由(4)式可知，当假设非对称性损失偏好时，实际产出水平偏离潜在产出水平同样的幅度但符号相反或汇率差绝对值一样但符号相反时，均会造成不同程度的损失。比如，当γ<0时，同样幅度的y，-y" < 0 (负产出缺口)所带来的损失比y，-y,. > 0 (正产出缺口)要大。换言之，央行的损失偏好函数赋予负产出缺口更多的权重;当γ>0时，同样幅度的民-y," < 0 (负产出缺口)带来的损失比y，-y,. > 0 (正产出缺口)要小;而当γ→0时，根据罗必塔法则，产出缺口的指数项将退化为一般的以方差形式来表示的对称性损失函数÷(yt-f)2，这时同样幅度的负产出缺口与正产出缺口带来的损失程度是一样的。Varian( 1975)最早提出非对称损失函数。如果把通胀写作非对称的形式，把产出写作非对称的形式，结果一致，最终要取决于计量实证的结果。
4 总第420期4、'"何也同理，当X< 0时，同样幅度的ÅS，< 0 (负汇率差)所带来的损失比ÅS，> 0 (正汇率差)要大;当X> 0，同样幅度的ÅS，< 0 (负汇率差)带来的损失比ÅS，> 0 (正、汇率差)要小;而当X→0时，该指数项简化为对称性损失函数LASt2，此时相同幅度的正汇率差和负汇率2 差所带来的损失程度是相同的。当γ和x同时趋于O时，央行的即期损失函数L，将退化为类似Barroand Gordon ( 1983 )的二次方程的形式。说明采用非对称性损失函数实际上包含了参数对称的情况(Christodoulakisand Peel, 2009 )。如果参数γ或x显著不等于0，说明央行在产出缺口或名义汇率上存在明显的非对称性损失偏好;女日果参数γ或x与O元显著差异，则说明央行在产出缺口或名义汇率上没有明显的非对称性损失偏好。具体说来，参数γ>0说明央行偏好产出缺口为负，更害怕正产出缺口，其有降低意料之外的通货膨胀水平的动机以规避经济过热;γ<0则说明央行偏好产出缺口为正，更害怕负产出缺口，其有提高意料之外的通货膨胀水平的动机以规避经济下行的风险。参数X> 0说明央行厌恶本币贬值的程度大于本币升值的程度;而X<O则说明央行厌恶本币升值的程度要大于本币贬值的程度。(三)纳什均衡Tambakis ( 2002 )认为央行执行货币政策的目标是使得社会福利得到最大化;而Wo odford ( 1999 )又证明了社会福利函数的二次近似的相反数是损失函数。那么央行会选择一个通货膨胀率7T'，使L，最小化，而并非履行其之前承诺的目标通货膨胀率。在(1)式的约束条件、(3)式的约束条件、(2)式的附加约束条件以及小型开放的条件下，将(4)式中的L，对付t求一阶导，根据链式规则得到央行最优货币政策条件的非线性表达式，即:(7T’, -7T’,*) + E’_l I O[ exp[γ(y， -y,*) J -1J -旦旦[exp[XÅs，J一1Jf=0 (5) X 其中，ASt=it-iJ，满足非抛补的利率平价。~，、it*分别代表国内利率和国外利率。事实上，在目前的资本管制条件下，中国外汇市场虽然在一定程度上满足非抛补的利率平价，但存在相当高程度的交易戚本(Li-Gang Liu and Ichiro Otani, 2005; Ichiro Otani, 2011 )。因此，本文可以合理假定满足非抛补的利率平价是央行在外汇市场上的干预目标，目的是为了防止外汇市场短期套利资本大进大出带来的不确定性冲击2。(四)样本来源和数据说明本文选取的是1994年第1季度到2011年第4季度的通货膨胀率、国内生产水平、国内外利率的季度数据，以验证中国央行的货币政策是否存在非对称性损失的通胀率缺口、产出缺口或汇率缺口偏好。通货膨胀率指标选取居民消费价格指数CPI。月度CPI资料来自中经网统计数据库，本文依据月度通货膨胀率资料来计算其算术平均值以得到季度通货膨胀数据吼。虽然我国不是通货膨胀目标制的国家，但每年的目标通货膨胀率数据2 在汇率非对称损失函数的分析中，最早来源于Levy-Yeyati and Sturzenegger( 2007)。
2015年第6期中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?5 作:基本能从历年的《政府工作报告}3中找到，其中2001年到2004年的数据来自中国人民银行发布的《第一季度货币政策执行报告》。由于2001年之前(不包括2001年)公布的目标通货膨胀率数据是RPI(零售物价指数)，本文采用如下方法计算这几年的CPI目标通货膨胀率数据:将公布的RPI目标通货膨胀数据加上前一年的CPI实际通货膨胀数据与RPI实际通货膨胀数据的差得到，使得CPI目标值与实际值的差异与RPI的目标值与实际值差异一致，即CPI，'= RPI; + (CPI’_1 -RPI’_1 )。为实现关于产出缺口y，-y，*的估计和分析，本文首先需要得到季度实际国内生产总值GDP的数据。由于只能获得名义国内生产总值GDP的数据，因此需要采取恰当的方法将其换算成实际国内生产总值GDP的数据。常用的方法是采用居民消费价格指数CPI数据来消除价格影响。考虑到中国CPI数据的构造难以反映中国的经济产出结构，这里本文根据国家统计局公布的累计名义国内生产总值GDP的水平值和不变价格的同比季度累计增长率来推算出1994年第1季度到2011年第4季度的季度实际国内生产总值GDP数据(以1994年为不变价)4 0通过观察季度实际国内生产总值GDP的走势图发现其数据呈现出非常强的季节性周期特征，本文先采用Tramo-Seats方法对季度实际国内生产总值GDP数据进行季节性调整，然后使用HP滤波方法来估计潜在产出水平。最后，产出缺口y，-y，'的值是通过计算实际GDP的对数与潜在GDP的对数的差得到。由于中国的存贷款利率受我国央行政策管制，而银行间同业拆借利率是可获得的且较为市场化的利率，能够较为及时、灵敏、准确地反映出货币市场乃至整个金融市场上资金的供给和需求关系。央行会根据同业拆借市场利率和参照国债利率等，调整基准利率，并引导市场利率(谢平和罗雄，2002)。因此本文选取银行间7天同业拆借加权平均利率的月度数据，并通过计算其算术平均值得到季度国内利率资料~，。国外利率选取美国联邦基金利率因为使用的是月度资料，同样通过计算其算术平均值得到季度国外利率。由于公布的美国联邦基金利率数据是名义利率值，且为月度数据，我们同样通过计算其算术平均值得到季度国外利率if。三、计量模型具体化、计量结果、稳健性检验及其说明(一)计量模型的具体化(5)式通过λ和伊及指数项刻画了货币政策对正负产出缺口和正负汇率差的非对称性损失偏好。下面本文将通过估计该非线性反应方程来判断非对称性损失偏好参数γ和x是否显著不等于0。由于通常难以从简化形式的非线性模型中求解出模型中所有的结3 其中，1997年、1999年和2∞0年的目标通货膨胀率的数据无法查到，因此本文作者根据这三年的前后一年的实际通货膨胀率数据和目标通货膨胀率数据进行估计，得到1997年的目标通货膨胀率为7%，1999年的目标通货膨胀率为2%，2000年的目标通货膨胀率为3%。4 数据均来自中经网统计数据库。估算方法采用了类似于郑挺国、王霞(2010)的做法。5 美国联邦基金利率的数据来自于. gov/(美联储宫网)。
6 总第420期岳、"'"也构性参数，为了能够同时识别出λ、伊和通货膨胀缺口叽-7:，本文可以将(5)式中的指数部分分别在y，-y,’ = 0附近和t:.s，= 0附近进行线性化处理，进行二阶泰勒公式展开，并将无抛补的利率平价代人可得到:(吭一7T';)+川-1(y, -y,*) +宇E←1(y, -y;)2 -CPUOE’_1 (i, -i,*) -哈瓦-1(i, -i,*) 2 + e, = 0 (6) 为了获得央行最优货币政策选择的计量模型，本文根据(6)式解出通货膨胀缺口叽耳，并分别用实际产出缺口、利率差、实际产出缺口平方以及利率差平方代替实际产出缺口的条件期望、利率差的条件期望、实际产出缺口平方的期望值和利率差平方的期望值，得到如下计量模型:作作=α(y，-y,*) +β(y， -y,*) 2 +α1 (i, -i,*) +β1(it -C)2+Ut (7) 其中，系数α川二字，α例，β=华V, = -1α[(y， -y;) -E’_l (y, -y,*)] +β[(y， _ y;)2 _ E’_1 (y, -y;)2J +α1 [ (i, -i,*) -E’_1 (i, -i,*) ] +β1 [ (i, -i,*) 2 -E’_1 (i, -i,*) 2] + e, f为误差项。通过观察(7)式发现，央行最优货币政策的反应系数α、β、α1以及β1取决于央行货币政策制定者的偏好特征(由λ、γ、伊和X刻画)和经济体的结构特征(由。和σ来刻画)，且均以它们的乘积形式表示。虽然不能直接求出各个宏观经济结构相关估计参数的具体数值，但这并不妨碍问题的讨论，因为能够根据简化式(7)得到非对称性损失偏好系数γ=2β/α和x= 2β，1/α1。在实证检验之前，本文先对参数符号做一个大致的理论判断。如果实际产出水平低于潜在产出水平带来的损失小于同样幅度实际产出水平高于潜在产出水平带来的损失，那么γ>0，由于λ，θ>0，得到α<0，β< 0，这时央行有降低意料之外的通货膨胀水平的动机以规避经济过热的风险;如果实际产出水平低于潜在产出水平带来的损失大于同样幅度实际产出水平高于潜在产出水平带来的损失，那么γ<0，α< 0，β> 0，这时央行有提高意料之外的通货膨胀水平的动机以避免经济下行的风险;如果实际产出水平低于潜在产出水平带来的损失等于同样幅度实际产出水平高于潜在产出水平带来的损失，那么γ=0，α< 0，β= 0，这时央行在产出缺口方面不存在明显的非对称性损失偏好，无执行意料之外通货膨胀政策的动机。如果负汇率差带来的损失小于同样幅度正汇率差带来的损失，那么x> 0，由于伊>0，σ>0，0>0，得到α1> O, l > 0，这时央行有降低国内利率的动机以避免经济下行的风险;如果负汇率差带来的损失大于同样幅度正汇率差带来的损失，那么X<0，叫>0，β1 < 0，这时央行有提高国内利率的动机以避免经济下行的风险;如果负汇率差带来的损失等于同样幅度正汇率差带来的损失，那么x= 0，α1 > 0, β1 =0，这时央行在名义汇率方面不存在明显的非对称性损失偏好。为了便于表达，本文令Yz=矶-7TJ、Be=ye-yJ以及F，= i, -i，*，那么计量方程可以简化为:Y, = c +αB， +
2015年第6期中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?7 βB; +α]F，+β]F; +叭，其中c为常数项。在理性预期条件下，(7)式满足正交条件。由于(7)式存在内生解释变量，GMM法是估计方程(7)的较优选择。同时考虑到误差项中可能存在的序列自相关和异方差等问题，参照Hansen( 1982 )提出的最优权重估计法，采用滞后4期的Newey-West方法计算其协方差矩阵。此外，本文选择滞后1-4期的通货膨胀缺口、产出缺口、产出缺口平方、利率差、利率差平方作为工具变量，共检验了7个过度识别的约束条件\同时还使用了不同的工具变量集来检验计量结果的稳健性。计量结果见表l。表1开放条件下货币政策非对称性损失偏好的实证结果(1994Q1-2011Q4) 参数HP滤波lHP滤波2C Y( -1) B( -1 to-3) C Y( -1) B( -2 to-4) 2 2 B( -1 to -3) F( -1) B(-2 to-4) F( -1) 2F(-1to-3) r ( --’2 to -4) -0.∞4 () C () [] [ ] 1. 730 *嘟嘟1. 494嘟"α () () [∞] [0.∞3] β (31. 684) (47. 185) [ ] [] 申 ** α1 () ( ) [ ] [ ] 甲*** **巾β1 () () [ ] [ ] 121. 572审γ ( ) () [] [ ] 忡川( ) ( ) X [] [] J -stat 6. 186 注:(1)以上计量结果残差项的单位根检验均采用带截距、带趋势和时间项的假定，在参照散点图后的结果表明HP滤波1在10%的显著水平下为平稳序列，HP滤波2在1%的显著水平下为平稳序列;(2) Hansen’ s J -stat服从自由度为L-K的/分布(L代表工具变量的个数，K为待估计参数的个数)，其原假设为过度识别约束是有效的;(3)考虑到误差项中可能存在的序列自相关和异方差等问题，本文参照Hansen(1982)年提出的最优权重估计法，采用滞后4期的Newey-West方法计算其协方差矩阵;(4)采用deltamethod (德尔塔近似估计法)来计算参数γ及X的标准差户.. 代表1%的显著水平，时代表5%的显著水平代表10%的显著水平;小括号()中的值为经过Newey-West方法修正后的标准差，中括号[J中的值代表显著性检验下的P-va1ue值。6 选用较少的工具变量，是为了避免施加过多过度识别约束条件而产生的小样本偏差。
8 总第420期4、'"仔也通过观察表1中的计量结果，由Hansen’ s J -stat检验可知，使用不同的工具变量集所估计的过度识别约束条件都是有效的，且采用不同的工具变量集产生的计量结果是一致的。计量结果表明，用HP滤波1或HP滤波2估计方程(7)时，央行在产出缺口方面的非对称性损失偏好系数γ均大于0。其中，HP滤波1没有通过显著性检验，HP滤波2虽然通过显著'性检验，但注意到理论上α值应小于0，而实际上计量结果显示α值大于0。这表明计量结果的可靠性值得怀疑，换句话说，计量结果并不支持央行在产出缺口方面存在明显的非对称性损失偏好。而用HP滤波1或HP滤波2估计方程(7)时，央行在名义汇率方面的非对称性损失偏好系数X均小于O且都通过了显著性检验，表明央行在名义汇率方面存在显著的非对称性损失偏好，计量结果表明，在同等幅度波动下，央行厌恶人民币升值的程度要显著大于人民币贬值的程度O(二)稳健性分析使用最优权矩阵的GMM法来估计方程(7)，分别用产出缺口的实际值、产出缺口平方的实际值、利率差的实际值和利率差平方的实际值来代替产出缺口的期望值、产出缺口平方的期望值、利率差的期望值以及利率差平方的期望值。为了进一步检验上述计量结果的稳健性，本文将使用另一种方法进行估计和验证。假设产出缺口服从均值为零的正态分布，则有exp[γ(y，-y,’) ]服从均值为e刚4σ~)的对数正态分布，同时将E'_1f -<P0"8[ exp[xLls, ]斗]} :tE Lls, = 0附近进行二x 阶泰勒公式展开，得到:饵训-17，'丰气++哨子引{旺叫归P叫[[yγ其中，瓦E.-1川(饥y，-y，丁')代表产出缺口的条件均值，σd:.Jt代表产出缺口的条件方差O进一步将(8)式中的指数项部分进行一阶泰勒公式展开，得到:17, -17,* +λ8E'_1 (y，一y，')+宇σY.'-<p0"8E’_1 (i, -i，*)一半川，_ i,’) 2 +η" = 0 (9) 那么央行货币政策反应函数的计量方程可写为:作作=c +αE'_1 (y, -y,*) + bσY.' +α1 (i, -i,*) + b(i, -i,*) 2 +η(10) 1 其中，η=-1α1[ (i, -i,*) -E卜1(i, -i,*) ] + b[ (i, -i,*) 2 -E’_1 (i, -i,*) 2 ] +η刀。1 从理论上来说，α，b，a，b的值分别与上面的αα11，β，I，ß1的值一一对应，即有α=-A8, …(f)σθy = At1yα=<Pσ一经旦旦。那么非对称性损失偏好系数为γ=2b/α和x= 2b/α10 2 1,"’1 -,!,vv,v1 -2 为了估计方程式(10)，本文需要首先得到产出缺口的条件均值以及产出缺口条件方差的值。关于产出缺口的条件均值，根据(1)式可知，实际产出缺口的值可以用该期的实际通货膨胀缺口来衡量，可以通过实际通货膨胀缺口及产出缺口这两个时间序列的值来估计产出缺口的条件均值。在理性预期的假定下，采用局部多项式回归的方法来估计产出缺口的条件均值。本文局部多项式阶数的选择是根据拟合值的拟合效果来选取，这里取阶数为5，权重函数取Epanechni
2015年第6期中国货币政策是偏好多目标和j还是偏好单一目标制?9 GARCH(l,I) 7过程比高阶ARCH过程能更好地拟合产出缺口条件方差的特征，同时可以获得产出缺口条件方差的估计值。考虑到其中不可避免的变量内生性问题，本文采用TSLS法(两阶段最小二乘法)对(10)式进行估计。此外，工具变量选取通货膨胀缺口及产出缺口等解释变量的1-4期滞后项。计量结果见表2。表2小型开放条件下货币政策非对称性损失偏好的稳健性检验结果(1994Ql-20l1Q4)参数C b a a, b, F -stat 1. 915’ -1390. 997 1. 277’ 忡 () (1. 016) () () (11. 360) [ ] [] [] [] [] [ 注:(1)在带截距、不带趋势和时间项的假定下，并参照散点图得到以上汁量结果残差项的单位根检验在\0%的显著水平下为平稳序列;(2)为了控制误差项可能存在的异方差问题，本文采用White法估计协方差矩阵;(3)…f吃表阳的显著水平代表5%的显著水平代表\0%的显著水平;小括号()中的值为White法修正后的标准差，中括号口中的值代表显著性检验下的P-value值。Ruge -Murcia (2∞lb)指出，本文能通过式(10)中的估计参数α，b，a]，b]的值得到非对称性损失偏好参数γ和X的估计值及其显著性。具体来说，如果央行在产出缺口方面不存在显著的非对称性损失偏好，有α<O,b = 0，γ=0如果央行在产出缺口方面存在显著的非对称性损失偏好，则有α<O,b > 0，γ<O(当央行更害怕负产出缺口，偏好正产出缺口时)或α<O,b < 0，γ> 0 (当央行更害怕正产出缺口，偏好负产出缺口时)。同理，如果央行在名义汇率方面不存在显著的非对称性损失偏好，有α]> O,b] = 0, x = 0 ;如果央行在名义汇率方面存在显著的非对称性损失偏好，则有α1> 0,b> 0, X > 0 (当央行更害怕本币贬1 值，偏好本币升值时)或α]> O,b] < 0, X < 0 (当央行更害怕本币升值，偏好本币贬值时)。表2中的系数估计结果与表2中的系数估计结果基本是一致的。计量结果表明虽然系数α的值显著大于0，但与理论值α小于O不相符合，且系数b是不显著的，因此难以判断央行在产出缺口上存在明显的非对称性损失偏好。而αl显著大于O及b显著小于0，1得到X小于O且系数是显著的。说明央行在名义汇率方面存在明显的非对称性损失偏好，且央行更厌恶人民币升值。至此，稳健性分析支持了上述计量结果。四、计量结果与经验性的讨论图1给出了1994年第1季度到2011年第4季度经过标准化方法处理得到的产出缺口和通货膨胀缺口的变化趋势。可以看出，产出缺口和通货膨胀缺口均呈现出上下波动的态势，并没有明显的向上波动或向下波动的趋势。换言之，从图1不能看出央行对产出缺口或通货膨胀缺口存在明显的非对称性损失偏好。从产出来说，由于经济转型时期地方政府之间对追求GDP高增长的竞争，导致地方政府普遍存在投资冲动。投资冲动带来通胀压力，倒逼央行采取紧缩性的货币政策。而7 GARCH(1, 1)中的基本回归方差运用的是ARMA(1，1)产出及其扰动项的一阶滞后来回归。
10 总第420期4、'"何也-x一产出缺口HP一←-产出缺口CF通胀缺口1困1经过标准化方法后的中国经济的产出缺口和通货膨胀缺口(1994Ql-2011Q4)注:(1)标准化方法是用产出缺口与通货膨胀缺口的数据除以其各自的标准差得来;(2)产出缺口HP和产出缺口CF中的潜在产出是分别用一般性的HP( Hodrick -Prescott)滤波方法和灵活性更大的非对称带通CF( Christiano -Fitzgerald)滤波方法得到，采用两种方法是为了更清晰地看到产出缺口上下波动的态势。在经济处于下行区间，出于就业的压力，央行又会采取相对宽松的信贷政策来支持实体经济的增长。因此，央行在通胀与增长之间寻求平衡，采取的是相机抉择的货币政策。从通胀来说，进一步观察实际通货膨胀率和目标通货膨胀率的数据可以发现，实际通货膨胀水平和目标通货膨胀率之间的差距总是很大。比如，2∞4年中央政府确定的物价调控目标是3%，而当年实际通货膨胀率为%;2∞5年价格控制线是4%，物价实际涨幅为% ;2006年控制线是3%，物价实际涨幅是%;2∞7年的物价控制线为3%，当年的通货膨胀率高达%;而2008年政府将物价调控目标提高到%，这一年的物价实际涨幅却达到了%。换句话说，中国的宏观经济部门对通货膨胀的容忍程度是经常变化的，并没有呈现出明显的偏好倾向。Shu-ki Tsang(2∞12)的研究也认为，由于中国通货膨胀的来源比较复杂，在中国实行通货膨胀目标制不是最优选择，也是不可行的。从汇率来说，20世纪90年代以来，我国汇率制度经历了两次大改革，一是在1994年我国取消了双重汇率制度，开始实行以外汇市场供求为基础的单一的有管理的浮动汇率制度;二是在2∞5年我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，其主要的变化在于参考一篮子货币。从2005年的汇率制度改革后，人民币对美元汇率开始稳步而渐进升值。而在1998年到2005年共7年期间，人民币却以几乎不变的汇率(人民币对美元)钉住美元，几乎不变的汇率部分是由于1997年到1998年东南亚金融危机的爆发使得亚洲一些出口导向型的经济体担忧本币贬值会通过汇率传递效应给本国带来输入性通货膨胀的压力(Ghoshand Rajan, 2007)。此外Calvoand Reinhart ( 2002 )还指出这次危机使得以出口为导向的新兴经济体开始对本国币值的变化变得担忧和敏感，因此普遍呈现出"害怕本币浮动"的特征。Pontinesand Rajan (2∞8)、Ramachandranand Srinivasan ( 2∞7)的研究进一步表明，他们认为近些年来，亚洲一些新兴经济体的央行在外汇市场上表现出非对称的干预行为，即担忧本币升值的压力多于担忧本币贬值的压力，出现了"害怕本币升值"或"不愿本币升值"的倾向。究其原因，央行更厌恶人民币升值的偏好有其现实基础。首先，人民币升值将会降低我国出口贸易产品在国际市场上的竞争力，不利于我国出口导向型发展战略的实施。诸多研究也证实了人民币升值将会对我国的对外贸易产生显著的冲击，并通过出口与投资的联动
2015年第6期中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?11 机制进一步影响到国内的就业。Yi川onget al. (2∞7)和Marquezand Schindler( 2;∞7)等对一般贸易出口产品的研究表明，人民币升值对一般贸易产品的出口有显著的负面影响，特别是随着一般贸易品在总贸易品中的比例不断攀升，这种影响还在加剧。而Thorbeckeand Hanjiang(2∞18)对劳动密集型出口产品的研究表明，人民币升值会对约占出口产品20%到259毛的劳动密集型的制造品出口产生显著的负面影响。因此，人民币升值会给中国的出口带来显著的负面影响。其次，随着我国外汇储备的不断增加，人民币升值将会通过估值效应降低我国央行所持外汇储备的人民币价值，导致我国央行所持外币资产的人民币价值大幅缩水，从而不断恶化央行的资产负债表。Matthewand Thomas ( 2;∞4)的研究表明，若按照2∞3年的外汇储备资产数量来计算，人民币升值10%将使得中国的资本损失达到当年中国GDP的3%左右。可见，对于中国这样一个持有大量美元储备的国家来说，人民币升值所带来的负估值效应问题已成为不容忽视的重要问题。最后，人民币升值对于降低进口通胀的作用不大，主要是汇率传递的系数较低(王晋斌和李南，2ω)。五、简要结论本文采用非对称损失偏好函数探究了开放条件下中国央行货币政策在产出缺口、通胀缺口和汇率缺口上的损失偏好，实证结果表明央行的货币政策偏好多目标制。多目标制的具体表现是央行在产出和通胀上不存在显著的非对称损失偏好，表现为相机抉择的货币政策取向，但在汇率上存在显著的非对称损失偏好。产出和通胀缺口不存在显著的非对称偏好表明控制通胀和促增长是央行并重的目标。这可能是通胀的复杂性导致央行难以采用单一目标制。在经济处于下行区间时，就业和增长的压力又迫使央行采取宽松的信贷政策来支持实体经济，从而表现出一种相机抉择的政策倾向。在汇率上存在显著的非对称损失偏好表明央行的汇率政策侧重于支持出口导向型的增长模式。同时，由于汇率升值对于阻隔进口通胀的作用有限，并通过估值效应带来央行资产负债表的恶化。因此，央行在汇率上呈现出显著的非对称损失偏好。参考文献[IJ王晋斌和李南，2∞9，{中国汇率传递的实证分析>，{经济研究》第4期，第17-27页。[2J王晓天和张淑娟，2∞7，{开放条件下货币政策目标规则的比较一一个简单的理论框架与中国货币政策名义锚的选择)，(金融研究》第4期，第14-29页。[3J谢平和罗雄，2佣2:{泰勒规则及其在中国货币政策中的检验>，{经济研究》第3期，第3由12页。[4J郑挺国和王霞，201O:{中国产出缺口的实时估计及其可靠性研究>，(经济研究》第10期，第129-142页。[5J郑挺国和郭辉铭，2012:<货币政策规则非对称性及其在我国的检验)，(南方经济》第1期，第17ω27页。[6J赵迸文和黄彦，2006:{中国货币政策与通货膨胀关系的模型实证研究>，{中国社会科学》第2期，第40-52页。[7JBarro, R J. and Gordon, D. B. , 1983. "Rules, Discretion and Reputation in a Model of Monetary Policy", Jourruzlof Monetary Economics, , No1 :101 -121. 问JBall，L , 1999. "Policy Rulesfor Open Economies", University of Chicago Press.
12 总第420期舍、'"付也[ 9 ] Bernanke ,el al. 1999. In，αtion Tα，rgeting: Lessons from the Int旷nationalExperience, Princeton University Press. [ 10 ] Bernanke, Ben S. and Mishkin, F. ,1997. "Inflation Targeting: A New Framework for Monetary Policy?" , 10umα10fEconomic Perspectives, Spring, 11 (2) : 97句116.[ 11 ] Calvo, G. A. and Reinhart C.旺，2002."Fe哑ofFloating" , The Quarterly 10町阳1of Economics, 117: 379 -408. [12 J Clarida，氏，Gali, J. and Gertl<町，眠，2001."Optimal Monet町Policyin Open Versus Closed Economies: an Inte›grated Approach" , The Americα，n Economic Review, No. 91 :248 -252. [ 13 ] Cukierman, A. and Gerlach，丘，2003."The Inflation Bias Revisited: Theory and Some International Evidence" , CEPR, Discussion pα，pers， . [ 14] Christodoulak风 Peel, D. , 20仰."The Central Bank Inflation Bias in the Presence of Asymmetric Preferences and Non -Normal Shock" , Economics Bulletin, Vol. 29, No. 3: 1608斗602.[15] Ghosh, A. and R啊，R.忌，2007. "A Survey of Exd咀咿RatePass -thro啡inAsia: What Does the Literature Tell Us?", Asia Pαcific Economic Literature, No. 21 : 13 -28. [ 16] Hansen, L. P. , 1982. "Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments Estimators", Econo阳'tncα，Vol. 50 : 1029 -1054 [17]Hodrick, . and Prescott, E. c., 1997. "Postwar U. S. Business Cycles: An Empirical Investigation" , 10umalof Money, Credit and Banking, 29(1) : 1 -16. [18JIchiro Otani, 2011. "China’s Capital Controls and Interest Rate Parity: Experience during 1999 -2010 and Future A›genda for Reforms" ,Bank of 1apan, Working paper,No. 8. [19] Ikeda, T. , 2010. "Asymmetric Preferences for Monetary Policy Rules in the Visegrad Four and the Fina C∞'OnomL止cBulletin, Vol. 30 : 1 -28. [ 20 ] Levy -Yeyati, E. L. and F. Sturzenegger, 2ω'7. " F ear of Floating n Reverse: Exchange Rate Poli町inthe 20∞s， ffilmeo. . [21 ] Li -Gang Liu皿dIchiro Otani .2005. 咀E町epa叩pe目r回1spr町'ep田aredfor the RIETIν/BIS/BOC Co阳nf，e岛r，e由nceon Globali比z时ationof Financ囚ialServices in China: Imp抖lic副ationsf叮orCapital Flows, Supervision, and Monetary Policy" on Saturday 19th 2005. [ 22 ] Marquez, J. and Schindler, J. , 2007. "Exchange Rate Effects on China’ s Trade" , Review of I1脚mationalEconomics, No. 15 :837 -853. [ 23 ] Matthew, H. and Thomas, K. ,2004. "Reserve Accumulation: Implications for Global Capital Flows and Financial M町'kets" , Current Issues in Economics αnd Finance, Federal Reserve Bank of New York, . [ 24 ] Mehrotra, A. and S nchez -Fu吨，. ,2010. "China’ s Monetary Policy and the Exchange Rate", BOFIT Discussion Pα'pers， No. 10. [25] Nobay, A. R. , and Peel, A. D. 2003. "Optimal Discretion町MonetaryPolicy in a Model of Asymmetric Central Bank Preferences" , Economics 10umal, Vol. 113 : 657ω665. [ 26 ] Pontines, V. and Rajan, S. R. , 2'∞8. "Fear of Appreciation, not Fear of Floating" , Foreign Exchange Market Interv凹，tion in Emerging Asia, mimeo [27] Ramachandran, M. and Srinivasan, N. ,2007. "Asymmetric Exchange Rate Intervention and Interr酬。nalReserve Ac›cumulation in India" , Economics Letters, Vol. 94, Issue. 2: 259 -265. [28] Ruge -Murcia, J. F. ,2001a "Inflation Targeting under Asymmetric Preferences" , IMF Working Pαper， No. 161. [29] Ruge -Murcia, J. F. , 2001b. "The Inflation Bias When the Central Banker Targets the Natural Rate of Unemploy›ment" , EuropeαnEconomicReview， :91-107. [30] Ruge -Murcia, J. F. ,2002. "A prudent Central Banker" , IMF StajJ Pα，'pers， No. 49: 456 -469. [31 ] Ruge -Murcia, J. F. ,2003. "Does the Barro -Gordon model explain the behavior of U. S. Inflation, a Reexamination of
2015年第6期中国货币政策是偏好多目标制还是偏好单一目标制?13 the Empirical evidence" , Jο，urnal 01 Monetary Economics, Vol. 50: 1375 -1390. [口3刃2幻到J灿Sv回e田回酬n，Lars E. O. 笨2【m翩咱pen-Economy I凶nffll曲田OIDDTa缸r;吨E萨e目酬t创酬i吨n鸣E[约33J川s剑汕h咀awn川Cα阳h1田en-Yu L启e剧u剧 时an叫dJeffr町'e句y蜘Shee叽n叽，却20∞0侃6ι."Asymmetric Monetary Policy in Au眉stralia"，The Economic Record, Vol. 82: 85 -96. [ 34 ] Shu -ki Tsang, 2002. "叮lnfl甜，咆吕e创t垃i吨ngin 仙Ch血ii垃山na川?[口35盯JS加uricω0，卫P.，2∞007. "Th回eFed’ s Monetary Policy Rule and U. S. Inflation: The Case of Asymmetric Preferences" , Jo町nal 0/ Economic Dynamicsαnd Control, 31: 305 -324 [36 J Thorbecke, W. and Hanjiang Zhang, 2008. "The Effect of Exchange Rate Changes on China’ s Labor -Intensive Manu›facturing Exports" , RIETI Discussion pα，:per Ser阳，s，. [37 J Tambakis, N. 队，2002."Expected Social Welfare under a Convex Phillips Curve and Asymmetric Policy Preferences" , Journal 0/ Money, Credit αnd Banking, Vol. 34, No. 2: 434 -449. [38] Varian，且，1975. "A Bayesian Approach to Real Estate A四essment", in Studies in Bayesian Economics in Honor 01 Savage, L J. (Feinberg, S. E. and Zeller, A. , etc) , North Holland, Amsterdam, 195 -208 [口3盯9JWo∞o征df回ord，阻M., 1ω99队9."Op严ti眩mmalMonet钮alηγPoli町Ine眈i归a[μ4叫0]Yin-附wo吨ng，C. , Ch协E咀l让mÎ町n凹mn叽"阻M., and Fu，J川驯i川i，E. ，2∞7. "China’ s Current Account and Exchange Rate" , in China’ s Grow›ing Role in World Trade, Chicago: University of Chicago Press. [41JZai时，J.,2012. "Asymm白白inMonet町Policyand Exchange Rate: Econometric Evidence from Four Cωou皿由nEhttψp:μ/μ/々y句aE♂咱ω0圳8h咀ii归sh恤aa缸βjp/Lif岛eRiskν征/J扣oin阳tw世o，rksh阳opν/P叩aper四1s它. The Preference of China’ s Monetary Policy: Multiple Targets or Sole Target? An Empirical Test of Asymmetric Loss Function in An Open Economy W ANG Jinbin LIU Jingrong (School of Economics, Renmin University of China) Abstract: This paper adopt8 the a8ymmetric 1088 function to evaluate the a8ymmetric impact8 of China’ 8 mone›t缸ypolicy on output, inflation and exchange rate in an open economy. The re8ult8 indicate出atthe a8ymmetrγ i8 evident on exchange rate, but not on output or inflation. So The China’ 8 Central Bank pay8 much aUention to both the economic growth and inf1ation, and the remarkab1e a8ymmetric 1088 in the exchange rate indicate8 the exchange rate policy 8tre88e8 on the expo时growthpaUem. Key words: A8ymmetric 1088 preference functˇon, Output gap, Inflation gap (责任编辑:林梦瑶)(校对:ZL)
