摘 要：本文首先基于1996Q4-2015Q1的數(shù)據(jù)估計了我國的實時和最終產出缺口，分析表明，這一時期我國的產出缺口經歷了較大且持續(xù)的修正，我國的實時產出缺口和最終產出缺口之間存在顯著差異。其次，利用估計的兩類產出缺口對前瞻性泰勒規(guī)則進行檢驗，結果顯示，我國貨幣政策對實時產出缺口的變化做出了顯著反應，對最終產出缺口的反應則不顯著。最后，進一步的實證檢驗表明，實時和最終產出缺口在“貨幣政策風險承擔渠道”模型中也有不盡一致的表現(xiàn)，但無論是利用實時泰勒規(guī)則還是最終泰勒規(guī)則測度我國的貨幣政策立場都能夠證實“貨幣政策風險承擔渠道”的存在，即寬松的貨幣政策立場將使銀行傾向于承擔更多的風險。

關鍵詞：實時產出缺口；最終產出缺口；前瞻性泰勒規(guī)則；貨幣政策風險承擔渠道

中圖分類號：C812 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2016）04-0004-08 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.04.01

一、引言

美國經濟學家Okun（1962）提出的一個重要的宏觀經濟學概念——產出缺口，是指實際產出與潛在產出之差，有時也表示為實際產出與潛在產出的差值占實際產出或潛在產出的比率①。產出缺口測度的是經濟周期性波動對產出的影響，反映了現(xiàn)有經濟資源的利用程度。泰勒規(guī)則則是20世紀90年代以來在利率逐漸取代貨幣供應量成為西方國家貨幣政策中介目標的背景下，由美國經濟學家Taylor（1993）提出的關于貨幣政策制定和執(zhí)行的一個簡單貨幣政策規(guī)則[1]。Taylor研究發(fā)現(xiàn)，在各種影響物價水平和經濟增長率的因素中，利率是唯一能夠與物價和經濟增長保持長期穩(wěn)定關系的變量，因此，調整利率應當成為貨幣當局的主要操作方式。泰勒規(guī)則假定，貨幣當局調整利率應圍繞通脹缺口和產出缺口兩大關鍵目標函數(shù)。由于泰勒規(guī)則在大量的實證中表現(xiàn)良好，因此被認為可以是評價貨幣政策立場恰當與否的一個理想的參考。

在國內，探究泰勒規(guī)則的具體操作并檢驗其在中國的適用性，受到學術界和決策界越來越多的重視，比較有代表性的研究有謝平和羅雄（2002）、陸軍和鐘丹（2003）、張屹山和張代強（2007）以及李成（2010）等[2-5]。他們的研究結果都表明，泰勒規(guī)則可以很好地衡量我國的貨幣政策，為我國貨幣政策提供一個參照尺度。然而，這些研究都是利用事后修正數(shù)據(jù)而不是基于實時數(shù)據(jù)進行的，而基于實時數(shù)據(jù)得出的政策建議與基于事后修正數(shù)據(jù)得出的政策建議往往有很大不同，基于事后修正數(shù)據(jù)估計的政策反應函數(shù)有可能會對歷史上的貨幣政策做出誤導性描述[6]。

在國外，基于實時數(shù)據(jù)的貨幣政策規(guī)則研究早已展開①。Orphanides （2001）開創(chuàng)性地基于實時數(shù)據(jù)對美國的貨幣政策規(guī)則進行了分析，他的研究結果表明基于政策制定者實際上能夠實時可得的信息對貨幣政策規(guī)則進行分析是必要的。隨后，Tchaidze（2001）基于事后修正數(shù)據(jù)和實時數(shù)據(jù)分別估計了伯恩斯、沃爾克和格林斯潘三個不同時代的泰勒規(guī)則② [7]，結果表明：對于伯恩斯時代，使用實時數(shù)據(jù)增大了規(guī)則的擬合度和系數(shù)估計值；對于沃爾克時代，使用實時數(shù)據(jù)對規(guī)則的分析結果幾乎沒有影響；對于格林斯潘時代，使用實時數(shù)據(jù)則生成了更小的規(guī)則響應系數(shù)。Gerdesmeier和Roffia（2004）研究了利用歐元區(qū)的事后修正數(shù)據(jù)估計反應函數(shù)得出的政策建議是否傳達了誤導性的信息[8]，其研究結果表明，一個前瞻性泰勒規(guī)則使用實時數(shù)據(jù)會更好地描述利率而一個同期泰勒規(guī)則使用事后修正數(shù)據(jù)將表現(xiàn)更好。Bernhardsen et al（2004）則基于挪威的實時數(shù)據(jù)和最終數(shù)據(jù)對泰勒型利率規(guī)則進行了比較研究，結果也表明最終數(shù)據(jù)給出了與實時數(shù)據(jù)的建議不同的政策利率路徑[9]。Glück和Schleicher（2004）也發(fā)現(xiàn)利用經合組織（OECD）的事后修正數(shù)據(jù)和實時數(shù)據(jù)估計的泰勒規(guī)則之間存在顯著差異，證據(jù)表明實時的貨幣政策似乎比基于事后修正數(shù)據(jù)估計的規(guī)則所建議的反應更積極[10]。

基于實時數(shù)據(jù)和事后修正數(shù)據(jù)的估計值之間的差異主要有兩個來源：一個是后來新數(shù)據(jù)的增加，一個是后來對以前數(shù)據(jù)的修正。顯然，前一個差異來源存在普遍性，任何一個變量的時間序列都具有隨著時間的推移而增加新數(shù)據(jù)的事實情況，就這一點來說，實時數(shù)據(jù)和事后修正數(shù)據(jù)的估計值之間存在差異是必然的，但可能不那么嚴重，這也許就是在Orphanides （2001）之前沒有引起大家重視的原因。但是一旦有了第二個來源即對原來的數(shù)據(jù)進行了多次或定期的重大修正，這個問題就不能不引起大家的重視了。數(shù)據(jù)的修正必然引起估計結果的改變，從而影響政策的制定和評估，這對政策制定者來說尤為重要。而現(xiàn)實中我國的GDP核算和數(shù)據(jù)發(fā)布制度經過了一系列改革，正在逐步與世界接軌。自1994年以來，我國的GDP歷史數(shù)據(jù)已進行過4次重大修訂③。重要的是，2004年1月1日起我國開始實施國家統(tǒng)計局印發(fā)的《關于我國GDP核算和數(shù)據(jù)發(fā)布制度改革》方案，方案明確規(guī)定，發(fā)布季度CDP數(shù)據(jù)與年度GDP數(shù)據(jù)分為初步核算數(shù)、初步核實數(shù)和最終核實數(shù)三個步驟。另外建立了年度GDP定期修正和調整機制，每隔數(shù)年對之前各年度GDP數(shù)據(jù)及其增長率進行修正。此外，方案還規(guī)定，在開展經濟領域普查，發(fā)現(xiàn)對GDP數(shù)據(jù)有較大影響的新的基礎資料或計算方法及分類標準發(fā)生變化時，還要對GDP歷史數(shù)據(jù)進行修訂。隨著我國GDP核算方法的不斷完善，數(shù)據(jù)修訂和發(fā)布程序的逐步規(guī)范，我國已經具備了對產出缺口和泰勒規(guī)則進行實時研究的基本條件。

在國內，較早開展產出缺口和泰勒規(guī)則實時研究的有郭紅兵和陳平（2010，2011）、鄭挺國和王霞 （2010，201

1）以及黃榮哲和農麗娜（2010，2012）等，他們分別利用SVAR模型、HP濾波、QT濾波和BK濾波等多種方法估計了我國的實時產出缺口并將估計得到的實時產出缺口進一步應用到泰勒規(guī)則的實時研究中，得到了一些有價值的成果[11-16]。如鄭挺國和王霞（2011）的研究證明，相對于最終數(shù)據(jù)，實時數(shù)據(jù)能夠更好地模擬決策者在制定政策時獲取的信息；黃榮哲和農麗娜（2012）等的實證結果表明，實時產出缺口的估算偏差能夠對貨幣政策產生系統(tǒng)性影響，并引發(fā)貨幣政策的過度反應。在前人研究的基礎上，本文可能的創(chuàng)新之處在于：（1）連續(xù)遞進地比較了實時數(shù)據(jù)和最終數(shù)據(jù)在多個層面（產出缺口、泰勒規(guī)則和銀行風險承擔渠道）的不同表現(xiàn)；（2）首次利用實時數(shù)據(jù)檢驗了“銀行風險承擔渠道”在我國貨幣政策傳導中的存在性。

二、實時和最終產出缺口的估計

（一）模型和方法

總的來說，估計產出缺口的方法大致可以分為三大類：一是統(tǒng)計分解趨勢法，包括線性趨勢法、二次趨勢法、三次趨勢法、峰值趨勢法、HP濾波法、BP濾波法、UC-卡爾曼濾波法等等；二是經濟結構關系估計法，主要包括奧肯定律法、產出-資本比率法、要素需求函數(shù)推導法和生產函數(shù)法等等；三是混合型方法，即把統(tǒng)計分解趨勢法與經濟結構關系相結合的方法，主要包括SVAR模型法和各種多變量狀態(tài)性分解方法①。各類方法各有優(yōu)缺點，由于統(tǒng)計分解趨勢法對數(shù)據(jù)要求低，一般只需實際產出值即可，數(shù)據(jù)較易獲得且真實性有保證，因此，我們采用HP濾波法對中國的產出缺口進行估計②。

HP濾波技術是Hodrick和Prescott（1997）提出的，是一種時間序列在狀態(tài)空間的分解方法，該方法假設產出由趨勢成分和周期性成分兩部分組成，它的計算方法為：

其中，T為樣本期。通過上式將實際產出Yt分解為趨勢成分即潛在產出（Y*t）和周期性成分（Yt-Y*t），我們用（Yt-Y*t）/Yt表示產出缺口。HP濾波法存在的最大爭議是？姿值的選取，不同的值決定了不同的周期方式和平滑度。一般認同Hodrick和Prescott（1997）的意見，季度數(shù)據(jù)一般取？姿=1600，年度數(shù)據(jù)一般??？姿=100。

（二）數(shù)據(jù)來源和概念說明

獲得實時潛在產出和產出缺口數(shù)據(jù)來源的方法有兩種。第一種可稱之為歷史方法，即通過考察有關歷史記錄看在當時是否有明確的潛在產出數(shù)據(jù)被記錄，或者看那些數(shù)據(jù)是否能從當時政策制定者的公開聲明中獲得。這種歷史方法曾被Orphanides et al（2000）和Nelson & Niko-

lov（2001）使用過[19-20]。另一種是計量方法，即利用某種計量經濟學方法來估計實時潛在產出和產出缺口，該方法應用較為廣泛。在計量方法中，實時產出缺口序列的構建分兩個步驟，首先利用在每個季度當時可得的數(shù)據(jù)估計得到該季度的實時缺口，然后將每個季度的實時缺口估計值進行組合就構成所謂的實時產出缺口序列。而利用最終時點（本文指2015Q1）可得的全部樣本數(shù)據(jù)估計得到的產出缺口序列就是最終產出缺口序列。實時和最終產出缺口序列的相互關系見表1。序列at表示基于實時GDP和潛在產出的實時估計值計算的實時產出缺口序列。相反，序列bt是基于最終時點的GDP數(shù)據(jù)和利用最終時點的所有可得信息估計的潛在產出計算的最終產出缺口序列。

就我國而言，由于沒有可供查找的關于潛在產出和產出缺口數(shù)據(jù)的完備歷史記錄，故不適合應用歷史方法來構建我國的產出缺口實時數(shù)據(jù)集，只能應用計量方法來估計我國的實時產出缺口，因此需要獲得估計實時產出缺口所用的實時數(shù)據(jù)集。1996年4季度以來的我國GDP實時數(shù)據(jù)可以從各期《中國人民銀行統(tǒng)計季報》并結合國家統(tǒng)計局國民經濟核算司編制的《中國季度國內生產總值核算歷史資料（1992-2001）》與《中國季度國內生產總值核算歷史資料（1992-2005）》得到。我國實際GDP的實時數(shù)據(jù)和最終數(shù)據(jù)之間的差別見圖1③。從圖1，縱軸以“萬”為數(shù)量級仍然能夠看出兩個序列之間存在顯著差異，說明我國實際GDP數(shù)據(jù)的修正還是比較大的。

由于我國公布的季度GDP是累計名義GDP，因此，我們首先通過計算得到當季名義GDP，然后為了消除通貨膨脹的影響，我們再將名義季度GDP轉化為實際季度GDP，方法為：實際季度GDP=（名義季度GDP/ CPI92）*100，其中，CPI92是以1992年為基期的定基季度居民消費價格指數(shù)。另外，由于GDP數(shù)據(jù)的季節(jié)性因素很強，因而我們采用X-12方法對數(shù)據(jù)進行季節(jié)性調整，得到剔除季節(jié)性因素后的實際GDP。由于我們擁有1992Q1-2014Q4共92個季度的數(shù)據(jù)，我們決定構建V1996Q4-V2015Q1共74個實時數(shù)據(jù)集①。每個數(shù)據(jù)集的數(shù)據(jù)從1992Q1開始，新數(shù)據(jù)的獲得有一個季度的滯后，例如，在V2015Q1，僅能獲得1992Q1-2014Q4的數(shù)據(jù)；在V2014Q4，僅能獲得1992Q1-2014Q3的數(shù)據(jù)；以此類推。

（三）產出缺口估計及結果描述

我們利用HP濾波基于實時和最終數(shù)據(jù)估計的產出缺口見圖2。如圖2所示，最終和實時產出缺口有幾個顯著的特征：（1）2003Q4以前兩類產出缺口差異較小，2003Q4以后二者的差異則比較明顯；（2）2003Q4至2005Q1之間實時產出缺口和最終產出缺口之間的差異特別大?？赡艿脑蚴牵阂环矫妫覈鴱?004年1月1日起開始實施國家統(tǒng)計局印發(fā)的《關于我國GDP核算和數(shù)據(jù)發(fā)布制度改革》方案，對年度和季度GDP絕對量和增長率數(shù)據(jù)進行修訂；另一方面，2003年的“非典”肆虐可能對這一時期我國的GDP造成了較大影響。

（四）產出缺口修正的大小和持續(xù)性

本文遵循Orphanides和van Norden（2001）的方法來分析利用HP濾波模型估計的產出缺口的修正值[21]。定義總修正（Total revisions）為產出缺口的最終估計值和實時估計值之差，它有兩個主要來源：原數(shù)據(jù)的修正和新數(shù)據(jù)的增加②。

產出缺口的總修正見圖2?？傂拚蹬c產出缺口值處于同一數(shù)量級，再次說明我國對GDP數(shù)據(jù)的修正還是蠻大的。產出缺口實時和最終估計值以及總修正的描述性統(tǒng)計由表2可見，產出缺口總修正均值的絕對值都大于實時和最終產出缺口均值的絕對值，總修正的標準差也大于實時和最終產出缺口的標準差，并且實時產出缺口和最終產出缺口之間呈負相關（-0.0782），這些指標說明我國的實時和最終產出缺口存在較大差異，甚至兩個序列的變化趨勢方向相反。另外，我國產出缺口的總修正還具有一定的持續(xù)性，一階自相關系數(shù)為0.1672。

為了進一步測度最終產出缺口和實時產出缺口的差異程度。表3給出了一些不依賴于產出缺口大小的測度指標。第一列重復列出了表2中實時和最終產出缺口估計值之間的相關性統(tǒng)計值。第二列是噪音信號比率（noise-to-signal，N/S），即總修正的均方根對產出缺口最終估計值的標準差的比值。N/S值越高，則實時估計值比最終估計值的噪音更大。由表3可見，HP模型的N/S大于1，表明在它們的實時產出缺口中噪音程度很高。后面一列，OPSIGN度量了實時估計值和最終估計值具有相反符號的頻率。最后一列（XSIZE）顯示了總修正的絕對值大于最終產出缺口的絕對值的頻率。顯然，HP模型的實時估計值和最終估計值具有較多的相反符號，產生相反符號的頻率超過了41%，且在64%的時間里，產出缺口總修正的絕對值大于最終產出缺口的絕對值。表2和表3的統(tǒng)計值是對圖2視覺印象的驗證。

總的來看，我國產出缺口的總修正值較大且具有一定持續(xù)性，實時產出缺口和最終產出缺口存在很大差異，這些特征必然會反映在下面對泰勒規(guī)則的檢驗中。

三、基于實時和最終產出缺口的泰勒規(guī)則檢驗

在泰勒規(guī)則中產出缺口是利率的重要決定因素，對應實時產出缺口和最終產出缺口，可以得到兩種泰勒規(guī)則：實時泰勒規(guī)則和最終泰勒規(guī)則。由于我國不對通貨膨脹率和利率等變量的數(shù)據(jù)進行修正，它們的實時問題較不重要，因此，不同的泰勒規(guī)則給出的利率之間的差別，只是不同的產出缺口向利率的一個轉化，并不會提供超出前面產出缺口分析的任何新的見解。然而，當檢驗泰勒規(guī)則時，更容易將實時產出缺口和實際貨幣政策聯(lián)系起來，因此，下面我們擬通過反應函數(shù)法，分別基于實時產出缺口和最終產出缺口估計泰勒規(guī)則并比較二者的不同。由于中央銀行在制定貨幣政策時，同期或過去的實際通脹率并非理論和實務上關注的重心，事前的預期的通貨膨脹率才是其斟酌政策取向的關鍵，好的貨幣政策在認為未來物價有通脹壓力時就應該及時調整，況且，由于貨幣政策從制定、實施到影響實體經濟需要一段較長的時間，即貨幣政策存在所謂的時滯問題，因此，若將泰勒規(guī)則作進一步修正，在傳統(tǒng)模型中引入預期因素，改用預期通貨膨脹率缺口作為估計變量，使之成為前瞻性的政策決策方式，應是比較合乎實際的做法，還有助于央行更好地調控同業(yè)拆借利率。另外，由于顧及對資本市場的擾動、政策反復時所導致的信譽損失、需要各方面對政策變化的支持，等等，中央銀行調整利率時通常具有平滑行為。因此，我們基于Clarida，Gali and Gertler（2000）和謝平和羅雄（2002）的研究利用GMM法來估計和檢驗基于中國數(shù)據(jù)的前瞻性泰勒規(guī)則[22]。

假定短期名義利率根據(jù)預期的產出缺口和通脹缺口進行調整，即用以下方程表示短期名義利率變化：

2）等學者的研究，選取7天的全國銀行間同業(yè)拆借利率作為實際政策利率的代理變量，數(shù)據(jù)來自中經網(wǎng)經濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，將月度數(shù)據(jù)作簡單的三項移動平均就得到季度數(shù)據(jù)。（2）產出缺口。利用前面估計得到的實時和最終產出缺口數(shù)據(jù)。（3）通貨膨脹率。本文采用居民消費價格指數(shù)CPI的同比變化率表示，數(shù)據(jù)來自中經網(wǎng)經濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。同樣將月度數(shù)據(jù)作簡單的三項移動平均就得到季度數(shù)據(jù)。我們的樣本區(qū)間為1996Q4-2015Q1，共74個樣本點。

在進行GMM估計之前需要檢驗各個變量是否平穩(wěn)，ADF檢驗結果顯示，1996Q4-2015Q1區(qū)間內的利率和產出缺口都是平穩(wěn)序列，而CPI服從一階單整。關于協(xié)整的現(xiàn)代觀點認為，并不需要被解釋變量和各個解釋變量都是同階的單整序列，最關鍵的是要求回歸殘差是平穩(wěn)序列[23]。ADF檢驗表明無論是利用實時數(shù)據(jù)還是利用最終數(shù)據(jù)，模型的回歸殘差在1%的顯著性水平上都是平穩(wěn)的，因此各變量之間具有協(xié)整關系，可以進行回歸分析①。GMM估計結果見表4。

由表4可知，我們估計的政策反應函數(shù)可以很好地擬合我國貨幣政策的調整方式，修正的R2都在0.87以上。從估計結果還可以看出，近些年來我國的貨幣政策確實帶有明顯的利率平滑性特點，在所有的估計中，平滑性指標？籽都大于0.84，說明政策利率受前期的影響很大，貨幣政策操作具有很強的慣性。由于泰勒規(guī)則中通貨膨脹缺口調整因素和產出缺口調整因素的權重可以體現(xiàn)短期內央行面對經濟增長和物價穩(wěn)定兩難局面時的權衡結果，因此反映中央銀行執(zhí)行貨幣政策的偏好，即經濟增長與物價穩(wěn)定孰輕孰重的決策尺度。從表4 中？茁'和？酌'的估計值來看，實時規(guī)則與最終規(guī)則既有相似性也存在很大差異。相似性表現(xiàn)在兩類規(guī)則的？茁'都遠小于1，因而都存在內在的不穩(wěn)定性。差異性則表現(xiàn)在，就最終規(guī)則而言，其？茁'在統(tǒng)計上是顯著的，？酌'在統(tǒng)計上卻不顯著，就實時規(guī)則而言則正好相反，其？茁'在統(tǒng)計上不顯著，？酌'在統(tǒng)計上卻是顯著的。因此，根據(jù)最終規(guī)則，我國的貨幣政策對通脹缺口的變化做出了顯著反應盡管反應不足，而根據(jù)實時規(guī)則，我國貨幣政策對產出缺口的變化做出了顯著反應且反應過度。另外，Q值表明，各規(guī)則的GMM估計不存在序列自相關，J檢驗也表明我們對工具變量的選擇是有效的。

可見，基于不同的產出缺口數(shù)據(jù)可能會得出十分不同的結論和政策評價，最終泰勒規(guī)則與實時泰勒規(guī)則的含義可能并不相同，單純基于最終泰勒規(guī)則對貨幣政策進行評價是片面的，只有基于實時泰勒規(guī)則才能對貨幣當局當時的政策決策進行更準確的反映和評價。

四、一個應用：貨幣政策立場與銀行風險承擔

實時規(guī)則與最終規(guī)則之間存在的差異必然影響到它們的應用結果，例如，應用于貨幣政策立場的測度。貨幣政策立場②與銀行風險承擔之間的關聯(lián)，即貨幣政策的風險承擔渠道③，是近幾年的一個理論研究熱點，而分析貨幣政策立場最為廣泛使用的方法，是將實際的政策行為與基于泰勒規(guī)則的計算作比較[24-25]。這里，我們參照張雪蘭和何德旭（2012），將實際利率與使用泰勒規(guī)則計算得到的規(guī)則利率進行比較，取其差衡量貨幣政策立場[26]。對應前文，我們有最終和實時兩類貨幣政策立場，下面就來探究這兩類貨幣政策立場對銀行風險承擔的影響結果是否存在實質性不同。

參考張雪蘭和何德旭（2012）及金鵬輝（2014等）的設計，我們構建了以下檢驗模型[29]：

RISKt=？茁1MPt+？茁2GDPGAPt+？茁3TGAPt+？茁4Dummyt+？著t （9）

其中，RISK為銀行風險承擔指標；MP為貨幣政策變量；TGAP用于衡量貨幣政策立場；GDPN為宏觀經濟控制變量；Dummy為啞變量。

數(shù)據(jù)說明和描述如下：（1）銀行風險承擔變量（RISK）。參考徐明東和陳學彬（2012）及張強等（2013）的研究，我們選取商業(yè)銀行不良貸款率作為銀行風險承擔的指標，數(shù)據(jù)來自中經網(wǎng)產業(yè)數(shù)據(jù)庫[30-31]。（2）貨幣政策變量（MP）。與前文泰勒規(guī)則一致，仍然用7天的全國銀行間同業(yè)拆借利率作為貨幣政策的代理變量。（3）貨幣政策立場變量（TGAP）。參考張雪蘭和何德旭（2012），我們利用實際利率與前面估計得到的實時和最終泰勒規(guī)則利率的差異來衡量貨幣政策立場。（4）宏觀經濟控制變量（GDPGAP）。GDPGAP為產出缺口，這里仍然利用前面估計得到的實時和最終產出缺口數(shù)據(jù)。（5）啞變量（Dummy）。參考金鵬輝等（2014），我們設置Dummy用來控制2008年金融危機的影響，2008Q4（含）以前的Dummy2設為0，2008Q4以后的Dummy2設為1。受限于我國“不良貸款率”數(shù)據(jù)的可得性，這里樣本區(qū)間設定為2005Q1-2014Q4，共40個樣本點。ADF檢驗結果顯示，上述所有變量在區(qū)間2005Q1-2014Q4都是平穩(wěn)序列，可以進行回歸分析①。GMM估計結果見表5。

表5的GMM參數(shù)估計結果表明：

（1）無論是用最終數(shù)據(jù)、實時數(shù)據(jù)還是混合數(shù)據(jù)，？茁1在1%的顯著水平上都大于0，說明同業(yè)拆借利率與銀行風險承擔之間呈現(xiàn)正向相關關系。這一結論符合邏輯推斷：由于再融資成本下降，較低的短期利率水平降低了現(xiàn)有貸款的風險。短期來看，銀行貸款增量相對于存量而言占比較小，故總體而言，較低的短期利率會降低銀行風險。

（2）就系數(shù)？茁2而言，實時、最終和混合數(shù)據(jù)的估計結果符號一致，都為負，說明隨著產出缺口的增大，有利于降低商業(yè)銀行的風險承擔。不同之處在于，當利用實時產出缺口數(shù)據(jù)時，系數(shù)的估計值比在“最終”和“混合”情況下低了一個數(shù)量級，且在統(tǒng)計上不顯著。

（3）就貨幣政策立場（泰勒規(guī)則利率之差）的系數(shù)估計值？茁3而言，利用實時、最終和混合數(shù)據(jù)的估計結果是高度一致的，都是負值，且在1%的水平上顯著。顯然，根據(jù)我們的模型，可以穩(wěn)健地確認我國貨幣政策的傳導存在“銀行風險承擔渠道”，即：寬松的貨幣政策立場（真實利率低于規(guī)則利率）將使銀行傾向于承擔更多的風險。

（4）關于系數(shù)？茁4，實時、最終和混合數(shù)據(jù)的估計結果也呈現(xiàn)出高度一致性，都是負值，且在1%的水平上顯著。對這個結果可能的解釋是，為應對金融危機我國推出的4萬億經濟刺激計劃和更高的資本監(jiān)管要求減少了銀行風險承擔。

最后，表5的Q值表明，模型的GMM估計不存在序列自相關，J檢驗則表明我們對工具變量的選擇是有效的。

五、結語

本文基于實時和最終數(shù)據(jù)估計了我國的產出缺口并考察其如何影響泰勒規(guī)則在我國貨幣政策中的檢驗及應用。我們首先基于1996Q4-2015Q1的數(shù)據(jù)并利用HP濾波方法估計了我國的實時和最終產出缺口，并分析了產出缺口總修正的統(tǒng)計特征。結果表明，我國的產出缺口遭受了較大且持續(xù)的修正，說明我國的實時產出缺口和最終產出缺口存在顯著差異。由于產出缺口是泰勒規(guī)則的關鍵輸入變量之一，產出缺口估計值的差異和變化必然會影響到其在泰勒規(guī)則估計和應用檢驗中的表現(xiàn)。

接下來，我們基于估計的實時和最終產出缺口并利用GMM方法對前瞻性泰勒規(guī)則及其在貨幣政策“銀行風險承擔渠道”中的應用進行了檢驗。結果表明：根據(jù)最終規(guī)則，我國的貨幣政策對通脹缺口的變化做出了顯著反應盡管反應不足，而根據(jù)實時規(guī)則，我國貨幣政策對產出缺口的變化做出了顯著反應且反應過度；實時和最終產出缺口在“銀行風險承擔渠道”檢驗中也有不盡一致的表現(xiàn)：盡管符號相同，但在取值數(shù)量級和統(tǒng)計顯著性上存在顯著差異。然而，就貨幣政策立場（泰勒規(guī)則利率之差）在“銀行風險承擔渠道”中的應用而言，實時數(shù)據(jù)與最終數(shù)據(jù)卻得出了相同的結論——我國的貨幣政策傳導存在“銀行風險承擔渠道”，即：寬松的貨幣政策立場將使銀行傾向于承擔更多的風險。

可見，實時數(shù)據(jù)的應用對貨幣政策實證研究的影響是復雜的：一方面，基于實時和最終數(shù)據(jù)可能會得出十分不同的結論，如在泰勒規(guī)則的檢驗中；另一方面，實時數(shù)據(jù)和最終數(shù)據(jù)的一致表現(xiàn)又能強化研究結論的穩(wěn)健性，如在“銀行風險承擔渠道”的檢驗中。因此，在貨幣政策相關研究中區(qū)分使用實時和最終數(shù)據(jù)有時是必要的。

另外，鑒于我國貨幣政策“銀行風險承擔渠道”的存在，央行在制定貨幣政策特別是實施寬松貨幣政策時應考慮到其對銀行風險乃至金融穩(wěn)定的可能影響。

（特約編輯：陳國權）

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