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规则性与相机选择性货币政策的作用机制分析
刘金全，云 航
（吉林大学数量经济研究中心，吉林 长春 !#""!%）
摘 要：使用狭义货币存量（增长率）和银行同业拆借利率等作为货币政策的状态指标，能够分析货币政策可预期
（不可预期）扩张性（紧缩性）冲击对实际产出的作用机制，并检验货币政策作用机制的非对称性。实证结果表明，
我国货币政策中无论是规则性的可预期冲击，还是相机选择形成的不可预期冲击，都对实际产出的波动形成了显
著作用。货币政策在短期内即具有影响价格的名义作用，也存在影响实际产出的实际作用。我国货币政策具有内
生性和短期非中性等特征。
关键词：货币政策；规则性；相机选择；非对称性
中图分类号：(%%’；()%% 文献标识码：*
收稿日期：%""# $ ’ $ %+；修订日期：%""# $ !! $ "&
基金项目：社会科学基金项目（"%,-."!/）教育部重大项目
（"%-*0-1&/"""&）2
作者简介：刘金全（!/+’ $），男（汉族），黑龙江人，吉林大学数量
经济研究中心，教授，博士生导师，研究方向：经济计
量学、宏观金融决策 2
! 引言
目前对于货币政策作用机制问题的研究主要集
中在两个方面。一个方面是检验“货币变量中性”或
者“货币政策无效”等命题，并且讨论相应的政策启
示。34567（!/&#）、869:;<= 和 >6??6<5;（!/&@）等提
出的“货币政策无效”命题认为，在完全信息、名义变
量调整灵活和理性预期等假设下，所有货币政策变
化或者货币冲击都处于可以预期的范围内，货币政
策只具有名义影响，而没有实际影响，体现出无效
性；另一个方面是对于货币政策的中介工具、政策目
标和政策规则性进行刻画和分析（>6?7A，!//)）。如
果货币政策是规则性的，那么政策效果中可以预见；
如果货币政策是相机选择的，那么货币效果无法预
见。货币政策的规则性和相机选择，都与货币政策
作用机制和有效性直接相关。
为了验证“货币政策无效”命题，,699B 等人
（!/)"）提出了一种比较简单的实证方法，将货币政
策变化或者货币冲击分解成为可预期部分（规则性
行为）和不可预期部分（相机选择行为），然后判断这
些成分对于实际经济波动的解释能力。如果发现它
们均不具有解释实际波动的能力，则推断“货币政策
无效”命题成立。但是，由于在货币政策工具选择和
货币冲击分解方式上没有取得共识，目前在“货币政
策无效”命题成立与否上仍然存在激烈争论。例如，
CD7AED<等人（!/+&）发现，当货币冲击模型中价格
和利率等名义变量的滞后长度增加时，“货币政策长
期无效”命题不成立的可能性大大增加，这说明货币
政策的实际作用具有较长的时滞；另外，非对称性检
验在判断“货币政策无效”命题上也十分有效。如果
认为货币政策无效，则货币政策在经济扩张期和收
缩期的作用应该是对称的。但是，FBG;9（!//%）和
CB9:6<（!//#）等研究发现，货币政策冲击的方向对
于实际经济波动的影响具有非对称性，美国的反向
（收缩性）货币冲击要比正向（扩张性）货币冲击具有
更为显著的实际效果。类似现象在我国货币政策机
制当中也显著存在（刘金全，%""%年）。货币政策非
对称性的存在，从另一个角度拒绝了“货币政策无
效”命题。
“货币政策无效”命题的判断涉及到货币政策的
规则性和相机选择。改革开放以来，我国货币政策
操作中出现过规则性阶段、相机选择阶段、规则性和
相机选择混合阶段等政策方式的更换。本文对于我
国货币政策规则性和相机选择性的检验，主要从下
述两个方面进行新的尝试。首先，由于我国的名义
利率没有完全市场化，缺乏反馈信息的灵敏性，我们
采用银行同业拆借利率作为新的货币政策指标，这
不仅有助于验证货币政策冲击的非对称性，而且可
以从利率杠杆角度增强检验结论的参照性和稳健
性；其次，在进行货币冲击当中规则性和相机选择性
的非对称性检验基础上，我们利用多元 H*I 模型
将各种冲击的动态反应函数估计出来，可以比较各
第 !%卷 第 !期
%""’年 %月
中国管理科学
FAD<;7; -B49<6? BJ C6<6:;K;<= 85D;<5;
HB?2 !%，LB2!
(;M2， %""’
万方数据
种规则性和相机选择性政策成分的作用效果。
第二节给出货币政策规则性和相机选择性成分
的识别模型和货币冲击非对称性检验方法；第三节
和第四节分别利用不同的货币政策指标，进行模型
估计和实证检验；第五节给出本文的基本结论，并讨
论一些货币政策机制问题。
! 货币政策状态的模型结构和成分识别
货币政策可以通过多种政策工具来予以实施，
我们首先给出货币政策与工具变量之间的度量方
程，从中得出货币政策的状态指标和货币政策冲击，
并识别其中的可预期成分和不可预期成分。
一般情形下，货币政策状态可以表示为政策工
具变量的线性函数（!"#$%，&’’(）：
（!"#）$ )!%$ * & + &$，$ ) &，⋯，’
’ 是表示数据时间长度的样本容量；（ !"#）$
表示 $ 时的货币政策指标（,-./0"12 3-#452 "7
0-1，简记为（ !"#）$）。为了增加实证结论的稳健
性，我们分别选取了“!&同比增长率”和“银行同业
拆借利率”作为货币政策指标。货币政策指标的变
化可以体现货币政策的扩张性和紧缩性；%$ * &是利
用截止到 $ * & 时的所有信息来预测（ !"#）$ 的经
济变量（向量形式），大多是货币政策的作用对象或
者对于货币政策起到反馈作用的经济指标，!是边
际系数向量（随着变量尺度的不同，可能是弹性系数
或者半弹性系数等）。假设随机残差 &$ 序列不相
关，并且与解释变量 %$ * &相互独立。
建立货币政策状态模型的关键在于选择能够描
述货币政策规则的解释变量，它能够反应货币政策
的目标和货币政策工具的特性。一般情形下，变量
%$ 的选取大多涉及到货币政策的名义目标（利率或
者价格水平）、实际目标（收入水平或者实际工资等）
和政策目标（债务融资、调节政府债务结构等）。如
果选择了合适的解释变量，那么货币政策指标当中
可以由!%$ * &说明的部分便是可预期的货币政策变
化，也就是由货币政策的规则性形成的；在货币政策
状态指标当中除去可预期的部分，即方程当中的残
差序列"$，便是由于货币政策的相机选择行为造成
的，也是货币政策当中不可预期的成分。
如果估计出货币政策规则性系数 (!，并且分离
出模型的随机残差 (&$，则可以定义货币政策的可预
期成分和不可预期成分为：
（!"#）)$ ) (!%$ * &；（!"#）&$ ) (&$
在不可预期成分当中，可以定义正向和反向不
可预期冲击成分为：
（!"#）& +$ ) ,"8（ (&$，9）；（!"#）& *$ ) ,4.（ (&$，9）。
为了分析货币政策的实际作用，必须建立货币
政策成分与实际产出之间的关联方程，并且关联方
程应该具有一定的微观基础（产品市场的均衡过程）
或者理性基础（效用或利润最大化过程）等。由于我
们主要分析货币政策和实际产出之间的统计关联，
并且目前货币经济学中还没有形成普遍认可的货币
和产出之间的动态模型（!"#$%，&’’(），因此假设实
际产出方程由下述线性形式给出：
* $ )#9 + !
+
, ) &
#& , * $ * , + !
-
, ) &$
& +
, （ !"#）& +$ * , +
!
-
, ) &$
& *
,（!"#）& *$ * , +!
-
, ) &$
)
,（!"#）)$ * & +%.$ +&$
模型当中变量 * $ 表示实际 :;<的增长率，.$
是对实际产出增长率具有影响的外生变量，%是系
数向量，&$ 是随机误差项。系数序列$
& +
, 、$
& *
, 、$
)
,
分别表示正向不可预期扰动（!"#）& +$ * ,、反向不可预
期扰动（!"#）& *$ * ,和可预期成分（!"#）)$ * ,对实际产
出的边际影响。模型当中也引入了经济增长率的自
回归过程，不仅可以产生内生经济波动和经济周期，
而且可以分析货币冲击对于经济波动的动态影响。
（&）利用上述模型可以检验“货币政策无效”命
题，首先可以给出假设形式：
/ 9：$
)
, ) 9；, ) &，⋯，-；
/ &：至少存在一个 ,，$
)
,"9；
如果检验接受原假设，则认为“规则性货币政策
无效”；如果检验拒绝原假设，则认为“规则性货币政
策有效”。此时还可以判断出最为显著的滞后影响
阶数，即系数绝对水平最大的影响时滞 ,9。
（=）利用上述模型可以继续检验货币政策的相
机选择作用，此时假设形式为：
/ 9：$
& +
, )$
& *
, ) 9；, ) &，⋯，-；
/ &：至少存在一个 ,，$
& +
, "9或者$
& *
, "9
如果检验接受原假设，则认为“相机选择性货币
政策无效”；如果检验拒绝原假设，则认为“相机选择
性货币政策有效”，并且判断无效性最为显著的作用
时滞。
（>）可以直接检验不可预期货币冲击作用的非
对称性，此时假设形式为：
/ 9：$
& +
, )$
& *
, ；, ) &，⋯，-；
/ &：至少存在一个 ,，?$
& +
, ? @ ?$
& *
, ?
如果检验接受原假设，则不可预期冲击的作用效
果是对称的；如果检验拒绝原假设，则不可预期冲击
·=· 中国管理科学 =99A年
万方数据
的作用效果是非对称的。根据备选假设形式，此时反
向冲击作用大于正向冲击作用，即不可预期反向冲击
的收缩性效果大于不可预期正向冲击的扩张性政策
效果。
最后，还可以检验各种货币冲击在时间区域内
的综合产出效果。例如可以给出下述假设：
! !：!!
" "
# #!!
" $
# ；! %：!!
" "
# "!!
" $
#
如果检验接受原假设，则认为正向不可预期正向
冲击的综合效果与反向不可预期的综合效果是对称
的，否则将出现不可预期冲击综合效果上的非对称性。
还可以根据检验目标给出其他不同的假设形
式。在下述具体的估计和检验过程中，我们将选择
合适的模型阶数（参照 &’(和 )’(等准则），采用普
通最小二乘法估计建立模型。显著性检验采取具有
系数约束的 * $统计量检验（+,--.，%///）。
! 以狭义货币供给 "# 作为货币政策指标
的模型检验结果
为了将货币政策冲击分解为可以预期和不可预
期冲击成分，我们首先利用 +% 的同比增长率 $
（%%）& 作为货币政策的度量指标，货币政策规则性
的解释变量选取为社会消费总额增长率 $（’）&，表
示货币的交易媒介需求；名义储蓄利率 (&，表示货
币持有的机会成本；政府财政赤字规模增长率 $
（)）&，表示货币的赤字融资需求；模型当中仍然引
入 $（%%）& 和其他变量的自回归成分，以便形成变
量之间的动态影响。所选取的时间序列均采用月度
数据，样本区间为 %//0年 %月至 0!!!年 1月，所有
数据来自《中国人民银行统计季报》，部分季度数据
进行了月度分解和季节调整。
鉴于我们主要考虑货币冲击影响，此处货币政
策状态模型估计略。利用从中获得的冲击分解成
分，直接建立并估计实际 234 增长率 $（ *）& 基于
货币可预期和不可预期成分（ %+,）-&、（ %+,）" "& 和
（%+,）" $& 的回归方程，得到下述 . # 5的估计结果
（参数估计下方是估计标准差，#号表示在 6/的水
平下显著）：
*& # !7808 " !710!*& $ % $ !71!1（%,+）-& " !79:8（%,+）-& $ % $ !7/11（%,+）-& $ 0 $ !7508（%,+）-& $ 8 " %7%59（%,+）-& $ 5
（!766）（!7!/）# （!7/!） （!7/9） （!7/6） （!7/5） （!716）#
$ !70%6（%,+）" "& " !7%1:（%,+）" "& $ % $ %761:（%,+）" "& $ 0 " 87//1（%,+）" "& $ 8 " %79%5（%,+）" "& $ 5 $ !7/0/（%,+）" $&
（!7/0） （%706） （%705） （%700）# （%7%8） （%7!0）
" !75!!（%,+）" $& $ % " %769%（%,+）" $& $ 0 $ !7::8（%,+）" $& $ 8 " !7/:9（%,+）" $& $ 5
（%786） （%756） （%788） （%788）
从估计结果可以看出：首先，对于 234 增长率
起到决定作用的仍然是自回归成分，当期增长率当
中仍然有 10/左右的成分由前期增长速度决定，经
济增长本身的惯性仍然很强；其次，规则性货币政策
将在滞后 5个月后产生显著影响，而且滞后影响具
有弹性（此时弹性系数为 % 7 %59，并且系数显著）；第
三，货币规则性的整体影响（系数和）为 ! 7 !01，具有
实际扩张作用；正向相机选择冲击的整体影响
5 7 %6/，具有扩张作用；反向相机选择冲击的整体影
响为 % 7 0/:，具有收缩作用。
表 %给出了几种非对称性的检验结果。在 6/
的显著性水平下，检验拒绝“正向和反向不可预期冲
击作用对称”的原假设，从而认为存在不可预期冲击
作用的非对称性。从模型结果来看，不可预期正向
冲击作用似乎更强一些；与此类似，检验也表明可预
期和不可预期货币冲击的作用也存在非对称性，不
可预期冲击的作用要强于可预期冲击作用；从整体
效果上看，检验却无法拒绝在当期和其后 5 个月的
时滞内，可预期和不可预期冲击（正向和反向）的作
用均存在对称性，这表明在如此时间内，经济行为主
体可以识别货币政策当中的规则性或者相机选择性
成分，从而做出正确反应，导致货币政策冲击的非对
称作用消失。
表 # 货币政策作用非对称性检验结果
对称性原假设 0 统计量 概率
!
" "
# #!
" $
# ，# # !，⋯，5 0 7 :1 ! 7 !0#
!
-
# #!
" "
# #!
" $
# ，# # !，⋯，5 0 7 !5 ! 7 !5#
!!
" "
# #!!
" $
# ! 7 11 ! 7 50
!!
-
# #!!
" "
# #!!
" $
# ! 7 :/ ! 7 51
$ 以利率作为货币政策指数的模型检验结果
下面以 8!天的银行间同业拆借利率（’(）& 作
为货币政策的状态指标。由于我国在 %//1 年之后
银行间才开始同业拆借业务，所以使用的数据范围
是 %//1年 % 月至 0!!% 年 1 月，这个期间对应着经
济“软着陆”以后缓慢滑落阶段。令!（ ’(）& #
·8·第 %期 刘金全等：规则性与相机选择性货币政策的作用机制分析
万方数据
（!"）# !（!"）# ! "，如果!（!"）#!#，则利率向下调
整意味着银根松动，表示货币政策扩张，反之则认为
货币政策是紧缩的。与此对应，其中的非预期成分
符号同货币供给指标情形相反，正向扰动（ $%# $ #）表
示利率升高，是紧缩性冲击；同理，反向扰动（ $%# % #）
表示扩张性货币冲击。使用变量（ &’(）) &# 和
（&’(）) !# 表示规则性的扩张性和紧缩性货币冲击；
使用变量（&’(）% &# 和（&’(）% !# 表示相机选择的扩
张性和紧缩性货处冲击。这些货币政策成分定义为：
（&’(）) &# ’ !!（!"）#，!（!"）#!#；（&’(）) !#
’!（!"）#，!（!"）#"#；
（&’(）% &# ’ ()*（#%#，#）；（&’(）% !# ’ (+,（ $%#，#）
获得上述货币政策成分以后（具体计算和分解
过程略），可估计它们对于产出增长率的影响，估计
结果如下（选取滞后 - 阶，仅给出方程主要项，系数
上标$号表示在 .*的水平下显著）：
+（,）# ’ #/"0.$（&’(）) &# ! #/#"-（&’(）) &# !" ! #/#01（&’(）) &# !0 ! #/#20$（&’(）) &# !3 & #/##4（&’(）) &# !4 ! #/#.3$（&’(）) &# !.
& #/#"#（&’(）) &# !- & #/"#3$（&’(）) !# & #/##1（&’(）) !# !" ! #/#"0（&’(）) !# !0 & #/##-（&’(）) !# !3 & #/#"2（&’(）) !# !4
! #/#.0$（&’(）) !# !. ! #/#0"$（&’(）) !# !- & #/#".（&’(）% &# !#/""4$（&’(）% &# !"&#/#2"$（&’(）% &# !0 & #/#21$（&’(）% &# !3
& #/#11$（&’(）% &# !4 ! #/##1（&’(）% &# !. & #/#4-$（&’(）% &# !- ! #/##1（&’(）% !# ! #/#11（&’(）% !# !" & #/##0（&’(）% !# !0
& #/#05$（&’(）% !# !3 & #/#01$（&’(）% !# !4 & #/#""（&’(）% !# !. & #/#-1$（&’(）% !# !- &其余省略项
上述估计结果同使用货币供给作为货币政策指
标的情形基本相同，只是此时货币政策影响变得更
为灵敏。正向规则性货币冲击在当期、滞后第 3 个
月和第 .个月影响显著；反向规则性货币冲击在当
期、滞后第 .个月和第 -月影响显著；正向相机选择
性货币冲击在滞后第 " 至 4 月和第 - 个月影响显
著；反向相机选择性货币冲击在滞后第 3 至 4 月和
第 -月影响显著；比较边际影响和整体影响，无论是
可预期还是不可预期冲击，仍然发现扩张性货币冲
击具有产出的扩张作用，紧缩性货币冲击具有产出
的收缩作用。这意味着货币政策作用方向比较稳
定，说明“货币政策无效命题”在 - 个月的时滞范围
内不成立。
根据上述估计方程，可以继续进行对称性检验。
表 0给出两种代表性非对称性检验的结果。第
一个原假设是“正向和反向冲击作用是对称的”，检
验在 "*的显著性水平下拒绝对称性假设，这意味
着无论是规则性，还是相机选择性货币冲击，其作用
效果依赖冲击反响；第二个原假设是“可预期和不可
预期冲击作用是对称的”，检验也在 "*的显著性水
平下拒绝对称性假设，这说明规则性和相机选择性
货币政策的作用效果不同，不可预期冲击的作用效
果更为显著。
表 ! 货币政策作用非对称性检验结果
对称性原假设 - 统计量 概率
!
) &
. ’!
) !
. ；!
% &
. ’!
% !
. ，. ’ #，⋯，- 3 / 5. # / #"$
!
) &
. ’!
% &
. ；!
) !
. ’!
% !
. ，. ’ #，⋯，- - / 0" # / ##$
上述模型估计和检验均是货币政策在固定时点
上静态作用的体现。我们可以继续采用 678模型
描述货币冲击作用持续性和方向性的时间轨迹，并
进行冲击扰动的动态分析。
假设 678 模型当中的内生变量为：/# ’（ +
（ , ）#，（ &(’ ）) &# ，（ &(’ ）) !# ，（ &(’ ）% &# ，
（&(’）% !# ）0，1 2" 模型的简化式方程为：
/# ’ 2 # & 2 " /# ! " &⋯ 23/# ! 3 &"#
其中 2.，. ’ # / "，⋯，3 是系数矩阵，"# 是简化
式冲击向量，表示作用在 /# 各个分量上的复合冲
击。给定上述变量顺序，可以利用 9:;<=>?@ 分解可
以得到内生变量的冲击反应函数（过程略，见 A)<<>，
"555）。
根据 7B9准则和 CB9准则，我们选取自回归的
阶数为 3 ’ 1（具体方程略）。由此 678方程可以得
到货币冲击对于产出增长率的动态影响过程。
图 "和图 0分别给出了实际产出增长对于 "单
位标准差的可预期冲击和不可预期冲击的反应过
程。图 "给出了规则性（可预期）货币冲击的作用对
图 " 规则性货币冲击的影响
·4· 中国管理科学 0##4年
万方数据
比，可预期紧缩性货币冲击（ ! !曲线）在开始阶段时
"#$冲击较大但衰减较快，说明经济处于一种明显
抗衰退阶段；可预期扩张性货币政策冲击（ ! %曲线）
开始时同紧缩性冲击作用差异较大，非对称性程度
较强，后来在衰减过程中基本上与紧缩性冲击作用
程度类似。这表明短期内非对称性显著，但是长期
内非对称性差异逐渐消失。这同我们前面的非对称
性检验结论基本吻合。
图 &给出了相机选择性（不可预期）货币冲击的
作用对比。不可预期冲击的作用强度要高于可预期
冲击的作用强度，而且衰减的过程要慢一些，这是由
于识别相机选择性货币政策需要一定的时间和信息
调整。从波动程度上看，初始阶段正向不可预期冲
击的作用（" %曲线）强于反向不可预期冲击的作用
（ " !曲线），体现出一定程度的非对称性。从整体效
果来看，正向和反向冲击的综合作用是基本类似的，
由于不可预期冲击是无法事先预期和判断的，因此
总体效果存在对称性也是基本合理的。
图 & 相机选择性货币冲击的影响
为了更为清楚地比较相同方向的规则性和相机
选择性货币冲击的作用，我们利用图 ’ 将正向可预
期冲击作用（ ! # 曲线）和不可预期冲击作用（ " #
曲线）结合在一起比较。可以看出，在初始时期不可
预期冲击作用大于可预期冲击的作用，并且不可预
期冲击作用衰减得相对缓慢。随着时间推移，可预期
冲击的作用逐渐加强然后较快地衰减；从整体效果
上看，还是不可预期冲击的作用显著一些；与此类
似，利用图 (将反向可预期冲击（ ! $曲线）和不可预
期冲击（ " $曲线）作用结合在一起比较。可以看出，
可预期反向冲击作用相当显著，这说明规则性的收
缩政策能够起到比较显著的经济收缩作用；比较之
下，不可预期反向冲击作用较弱，并且衰减较慢。这
是因为 )**+年以来，我国实行的稳健货币政策当中
已经含有轻微的紧缩成分，对此公众预期不足或者
预期错误，因此导致了不可预期冲击作用偏低。
图 ’ 正向冲击作用对比
图 ( 反向冲击作用对比
上述实际产出增长率对于货币冲击的波动反
应，不仅说明市场调节和预期调节的波动性，而且说
明了调节过程的收敛性，这同我国宏观经济运行稳
定性增加和接近自然率水平有关，值得进行深入分
析。
! 货币政策的规则性、相机选择和货币政策
启示
货币政策制定和实施当中的规则性和相机选择
性能够影响经济行为主体的预期和决策，进而影响
货币政策的工具变量效果和预期目标实现。我们的
分析和检验不仅发现了我国货币政策当中的规则性
和相机选择性成分，而且发现它们对于实际产出作
用的有效性和非对称性，从而说明我国货币政策具
有一定的动态调整性和内生属性。我们主要得到了
下述与货币政策有关的发现和启示。
首先，我们通过货币政策的成分分解，发现我国
货币政策当中确实存在着规则性和相机选择性混杂
的现象，除了货币政策的长期价格稳定目标以外，货
币政策还兼顾短期的需求管理和实际产出调整。规
则性货币政策一般是根据经济运行状态和政策目标
外生确定的，主要依据市场的基本特征（买方市场和
·,·第 )期 刘金全等：规则性与相机选择性货币政策的作用机制分析
万方数据
卖方市场等）、总需求和供给平衡等；而相机选择性
货币政策是根据现实经济的变化而进行的动态调
整，主要体现经济政策的反周期特征，代表现实经济
条件对于货币政策的反馈作用。我国货币政策经历
了“扩张—紧缩—稳健”等调整过程，在货币政策规
则性调整的同时，有机地融入了相机选择成分，用于
调整长期目标和短期目标之间的差距和缓解暂时的
需求—供给冲击。
其次，通过各种货币冲击成分对于实际产出的
影响分析，我们发现，我国经济当中“货币政策无效”
命题在短期内并不成立。无论是规则性的还是相机
选择性的货币冲击，无论是扩张性的还是紧缩性的
货币冲击，都具有刺激或者抑制产出增长的实际作
用。货币政策冲击与实际产出波动之间的统计相关
性，说明积极货币政策的反周期性质可以有效地影
响实际产出，货币政策仍然是目前宏观经济调控的
有效方式。我国经济目前处于总需求不足和轻微通
货紧缩阶段，经济增长速度持续缓慢下滑形成的收
缩迹象已经越来越明显，此时反周期政策操作应该
首先从激发名义经济规模和活性开始，其中适度增
加的货币供给和适度的价格膨胀，不仅可以刺激和
扩张有效需求，而且可以加强经济政策传导和增强
政策乘数效应。处于经济收缩阶段的反周期货币政
策操作应该带有扩张意图的积极色彩，因此在目前
货币政策的稳健性规则当中，应该增加适度积极的
相机选择性成分。
第三，在货币政策作用非对称性检验方面，以往
的研究只是判断出紧缩性货币政策效果更为显著，
但无法区分政策方式（规则性和相机选择性）对于非
对称性的具体影响。本文的实证结论给出了新的非
对称性证据。我们发现，虽然不可预期货币冲击的
短期效果大于可预期冲击的短期效果，但规则性和
相机选择性的货币冲击在整体作用效果基本上是类
似的，这意味着只要经济行为主体能够有效地区分
货币政策当中的规则性和相机选择性，那么货币政
策的非对称性程度将有所降低。这意味着，即使在
经济收缩阶段实行扩张性货币政策，只要在信号萃
取和信息扩散等方面避免经济行为主体出现预期和
决策行为上的逆选择行为，就能够增强积极货币政
策的实际作用。因此，目前我国货币政策的规则化
程度要适度加强，坚决避免在稳健性原则下出现货
币政策的紧缩性选择，以便出现信息混淆，导致货币
政策弱效。
最后，我们应该注意到，在货币政策规则性和相
机选择性混合使用和交替出现的阶段，货币政策当
中可预期成分和不可预期成分相互混杂，这势必给
货币政策的短期和长期效果判断增加了困难，甚至
出现政策目标和政策工具制定和选取的动态时间非
相容 问 题（!"#$%&’ (&%) &#’*#+&+()#’)，,$-+.，
/001）。此时政策操作过程中应该注意两个重要方
面。一个方面是，虽然相机选择性货币政策的社会
收益将低于规则性货币政策的长期收益，但是相机
选择性政策的社会福利状态是可以达到的，而初始
时期预期的全局最优目标并不一定可以实现，因此
相机选择性的动态调整有助于经济的短期收益增
加；另一个方面是，虽然经济收缩阶段积极货币政策
的扩张效果可能低于经济扩张期间紧缩货币政策的
抑制效果，但这种非对称性很可能是在短期内成立
的，长期过程当中这种非对称性可能逐渐消失。因
此扩张性货币政策的实施应该同积极财政政策的实
施一样，应该在期限结构和政策方向上注重稳定性
和长期性。如果只是注重短期效应，将容易引起对
政策效果的误解，并不能实现预期的政策目标。
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·D· 中国管理科学 4556年
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·M·第 +期 刘金全等：规则性与相机选择性货币政策的作用机制分析
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