4 引入金融穩定因素的貨幣政策規則

隨著金融行業的持續發展，不僅金融業在國民經濟發展中占據著越來越重要的位置，而且金融危機和金融脆弱性也會對經濟發展和金融安全帶來影響，因此考慮到金融發展對實體經濟的作用日益重要，各國中央銀行在實施貨幣政策時，也開始關注金融穩定指標，并將金融穩定因素作為其宏觀調控的主要目標之一，特別是在金融危機時期，為了緩和并消除經濟波動，金融穩定可能是中央銀行制定貨幣政策的首要考慮因素。本節中將以前文的規則型貨幣政策研究框架為基礎，在貨幣政策規則模型中引入金融穩定指標，并利用名義利率、通脹缺口、產出缺口以及金融穩定缺口等數據對引入金融穩定因素的貨幣政策規則進行實證檢驗，通過對不同模型下相應系數的顯著性進行比較，以期對我國中央銀行在實施貨幣政策時是否關注金融穩定進行經驗驗證。包含金融穩定因素的貨幣政策規則模型如下：

其中，ft為金融穩定指數與其均衡值的差，即金融穩定缺口，α為名義利率，β、λ和δ分別為利率規則值對通脹缺口、產出缺口和金融穩定缺口的調整參數。

4.1 利率平滑

盡管貨幣政策規則理論表明，若中央銀行按照動態優化方法得到的貨幣政策規則實施貨幣政策，能夠為其帶來最小的福利損失，但事實上，即使嚴格執行貨幣政策規則的中央銀行也可能并不完全按照規則實施貨幣政策，原因在于，若嚴格執行貨幣政策規則對經濟進行調控，貨幣當局需要根據通貨膨脹對其預期值的偏離和產出對其潛在水平的偏離情況對中介指標進行實時調整，這樣一來會導致中央銀行頻繁調整名義利率等貨幣政策工具變量，會造成貨幣政策調控成本的增加，而且中央銀行對利率進行過于頻繁的調整會導致公眾難以領會政策的真實目的，進而使公眾對貨幣政策的預期產生一定的偏誤，并且頻繁大幅地調整名義利率也不利于經濟穩定，甚至可能帶來經濟的大幅波動。考慮到這些問題，當中央銀行參照政策規則實施貨幣政策時，其調整過程相對平緩，即貨幣政策的實施存在明顯的平滑傾向，利率平滑傾向可用式（41）表示（Clarida等，1999）：

其中，Rt為名義利率規則值，rt為名義利率，εt為隨機誤差項，ρ為測度中央銀行調整利率平滑程度的平滑參數，其取值范圍為0 ＜ ρ ＜ 1，央行調整利率的平滑程度與ρ值呈正比。

將式（40）代入式（41）中，得到包含金融穩定因素的利率規則模型為：

式（42）可用于實證檢驗中央銀行的利率規則，選取名義利率的代理變量，測度產出缺口、通脹缺口以及金融穩定缺口后，可以采用非線性最小二乘法對上式進行估計，得到名義利率平滑參數估計值，以及名義利率關于通脹缺口、產出缺口以及金融穩定缺口的參數估計值，進一步分析中央銀行利率調控的特征和規律。

4.2 數據的選取及說明

為考察我國中央銀行運用上述利率規則實施貨幣政策，我們對式（42）表示的利率規則進行估計。本節主要說明了各代理變量的選取與測度。

4.2.1 名義利率代理變量的選取

本文選擇7天期銀行間同業拆借利率作為名義利率的代理變量，具體而言選取的數據為2004年第1季度至2013年第4季度的7天期銀行間同業拆借利率季度數據。本節的數據均來源于中國人民銀行網站（http://www.pbc.gov.cn）和銳思數據庫（http://www.resset.cn/）公布的月度數據。為了通過7天期銀行拆借交易量和7天期銀行間同業拆借加權平均利率的月度數據得到季度數據擬合值，本文根據式（43）對數據進行處理，具體而言：

在式（43）中，rt1、rt2和rt3分別代表對應季度的第1、2和3月的加權平均利率，fti為對應月份的同業拆借交易量。具體的數據處理方法與鄭挺國和劉金全（2012）以及張小宇和劉金全（2012）的方法是一致的。經過處理，得到名義利率的代理變量（見圖2）。

4.2.2 通貨膨脹缺口

通脹缺口數據根據月度消費價格指數（CPI）數據測算。首先，利用月度消費價格指數（上年=100，數據來源于《經濟景氣月報》各期），通過計算季度內3個月的算術平均數，得到季度消費者價格指數，然后利用公式：

得到季度通貨膨脹率，并將目標通貨膨脹率設定為4%（謝平、羅雄，2002；鄭挺國、劉金全，2010）。計算季度通貨膨脹率與目標通貨膨脹率之差，即得到通脹缺口（見圖3）。

4.2.3 產出缺口

首先，利用國家統計局公布的季度名義與實際GDP數據的同比增速數據，計算出以2004年為基期的實際GDP，然后利用HP濾波法計算潛在GDP，然后利用式（45）計算產出缺口：

其中，表示產出缺口，Yt表示以2004年為基期的實際GDP, 表示利用HP濾波法得到的潛在GDP，產出缺口數據見圖4。

4.2.4 金融穩定缺口

與產出缺口的計算方法相似，在計算金融穩定缺口前，我們首先計算均衡金融穩定水平，然后將各季度金融穩定指數減去均衡穩定金融指數得到金融穩定缺口序列。2004年第1季度至2013年第4季度的金融穩定缺口數據見圖5。

圖5金融穩定缺口

4.3 貨幣政策規則的估計

首先，我們估計標準的泰勒規則模型，即式（40）中不包含金融穩定缺口項，利用廣義矩估計法對式（45）進行估計，工具變量為名義利率、通脹缺口、產出缺口以及金融穩定缺口的一至二階滯后，得到標準的泰勒規則模型的估計結果（見表3）。

從表3的估計結果可以看出，參數λ和ρ通過了1%水平下的顯著性檢驗。對于參數λ，其估計值為1.0450，這表明根據產出缺口的變化調控利率水平的確是中央銀行的貨幣政策偏好之一，即當實際產出正向偏離產出缺口時，中央銀行會基于泰勒規則的設定逐步調高名義利率，而當實際產出負向偏離產出缺口時，中央銀行則會基于泰勒規則的設定逐步調低名義利率；對于參數ρ，其估計值為0.7646，這表明央行更為平滑進行利率調整，有效地緩解了利率劇烈波動對宏觀經濟平穩運行造成的影響。然而，較大的ρ值也顯現出我國央行執行貨幣政策時并非完全遵照規則實施，存在一定程度的相機抉擇性。

另外，從表3的估計結果還可以看出，參數β不顯著，這表明通貨膨脹與目標通貨膨脹之間的偏離程度不在中央銀行的考慮之中。以上檢驗結果與國內相關文獻的實證結果存在一定的差異，原因在于，本文的樣本期內通脹缺口的相對較小，因此中央銀行在此期間執行貨幣政策時更多地關注產出缺口的動向，對通脹缺口的關注相對較少，因此利率對通脹缺口的調整參數不顯著不足為奇。

為考察我國中央銀行在執行貨幣政策時是否關注金融穩定因素，我們在標準泰勒規則模型中引入金融穩定缺口項，即式（40）。同樣利用廣義矩估計法對上式（42）進行估計，工具變量為名義利率、通脹缺口、產出缺口以及金融穩定缺口的一至二階滯后，得到包含金融穩定缺口的利率規則模型估計結果（見表4）。

從表4的估計結果可以看出，與表3表示的標準的利率規則估計結果相比，表4表示引入金融穩定缺口的利率規則模型的擬合優度提高并不明顯，表現在可決系數R2和殘差平方和變化均不大。

另外，引入金融穩定缺口后，利率對通脹缺口的調整參數仍然不顯著，并且利率對金融穩定缺口的調整參數也不顯著，表明我國中央銀行在執行貨幣政策時對金融穩定缺口的關注度不高，這主要是由于我國利率市場化程度還不高，貨幣政策對金融市場影響的傳導渠道還不夠暢通，因此在對金融市場進行調控時，中央銀行更多的是采取行政手段進行干預，市場化利率對金融市場的調控機制還不健全，是今后需要加強和改進的重點所在，隨著我國利率市場化進程的不斷加快，采用市場化的手段對金融市場進行調控和監管是未來金融市場穩定機制的關鍵。