的检验（谢平，罗雄，2002）更为优良。规则值逐渐趋近于实际值，且从整个样本期来看，LWW规则值基本上贴近于实际值。采用泰勒规则所作的结果则显示，1993－1997年规则值与实际值有较大的偏离，在1994年第三季度两者差距最高达到24.78％（谢平，罗雄，2002）。从我们采用不同的目标通胀率计算的LWW规则值看到，采用动态季度目标通胀率在1993－1995年，1998－2000年间比采用恒定值目标通胀率计算得到的规则值更接近于实际值，1995－1998年间二规则值基本相等，2000年后采用恒定值目标通胀率计算得到的规则值与实际值之间存在的偏差小一些。
Douglas Laxton and Polo Pesenti（2003）采用美国经济数据得到的LWW规则值非常接近于经济的有效边界（Efficiency Frontier），而泰勒规则却远离经济的有效边界。他们通过对相对封闭经济的模拟，得到通胀率与产出缺口的权数为0.4是稳健的结论。我们的实证检验结果也证实了LWW规则比泰勒规则对中国市场化利率检验更稳健。
但是，我们从利率的LWW规则值与实际值比较也可以看出，1993－1995年第一季度间规则值对实际值的波动较大，而且在1995年第一季度至1999年，规则值均高于实际值，二者之间存在一定的差距。因此，LWW规则仍然不是中国利率市场化下理想的利率规则。
141210864209394959697I98I39900I40102I3I4
图4 利率的实际值与LWW规则值时序图
3． 中国利率市场化主导下稳健货币政策利率规则的构建 我们基于LWW规则，建立如下模型：
?Pt?4?44??1?i?1?a1?i?1?b???t?1??t?4??c?ygapt? ??t???Pt?模型分析结果如下：
I2 = 0.9712093389*I1 + 0.2802075986*DCPI1 - 0.1018797845*GDPQK
其中，
I2＝?1?it?1??1，I1＝?1?it??1，DCPI1＝
即有：
44Pt?4??t?4，GDPQK＝ygapt Pt?1?it?1?4?Pt?4?4???1?0.9712?1?it??1?0.2802???t?4??0.1019?ygapt? ??P?t? （76.0522） （2.7912） （-2.6175）――——t 值
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该模型的各种诊断统计量包括：用于检验残差一阶自相关的Durbin-Watson检验统计量(DW)，用于检验残差q阶自相关的Lagrange乘子检验统计量(LM(q))，用于检验残差q阶自相关Box-Pierce Q检验统计量和残差q阶自相关的Ljung-Box Q检验统计量，用于检验残差q阶自回归条件异方差的Lagrange乘子检验统计量(ARCH(q))，用于检验残差异方差的White检验统计量(WH)，用于检验函数形式是否正确的Ramsay检验统计量(RESET(q))，以及用于检验参数稳定性的递归回归检验统计量(包括残差和系数的递归回归检验)和Chow检验统计量等。下面是该方程的一些检验结果：
调整后样本T=40(1993Q1—2002Q4)，
R2＝0.9805， SE=0.03147 ， DW=1.078；
?1?2?＝2.6745（0.083），?2?4?＝1.3308（0.2791）， ?2?8?＝0.8647（0.5564）；
ARCH(1)=15.1959（0.00039），ARCH(2)= 1.4125（0.2571），JB=3.3132（0.1908）；
REST(1)= 1.9402（0.1722），REST(2)= 1.0206（0.3709），WH＝4.44（0.0021）。 由此可见，模型有较满意的统计与计量特性：不仅拟合优度R较大，方程的标准差SE很小。其中，?1?2?，?1?4? 和 ?2?8?分别为2阶，4阶和8阶序列自相关的LM检验统计量(零假设为不存在高阶序列相关)，ARCH(1)与 ARCH(2)是1阶与2阶自回归条件异方差检验统计量（零假设为不存在条件异方差），JB是正态性检验统计量（零假设为服从正态分布），REST(1) 与REST(2)是1阶与2阶模型的函数形式检验统计量，WH是残差异方差的White检验统计量，括号内的数值是接受零假设的概率。结果显示，存在一定的一阶残差自相关，但无高阶序列自相关，无高阶条件异方差存在，残差分布满足正态性，检验结果见附图1，模型形式正确。①
最好的稳定性检验方法是递归回归法（Hendry，D.F，Ericsson，N.R，1991）。这一方法不受主观选择结构变化时间的影响。如果模型确实发生了结构变化，则基于递归回归的残差检验能辨明可能发生结构变化的时间。此方法对样本长度也没有严格要求。基于递归回归法的检验结果表明：参数估计值基本相等，几乎成一条线。在整个递归回归区间内，递归回归的单步残差位于正负2倍标准差之内；检验是否发生结构变化的CUSUM检验，CUSUM平方检验以及一步，N步CHOW预测检验值远小于5％显著水平的临界值，并且变量的参数也是稳定的。模型系数的稳定性是合理预期的基础，系数递归估计图说明模型的各个系数是稳定的。残差及稳定性检验结果见附图2。因此，从技术分析的角度看，我们构建的中国利率市场化主导下稳健货币政策利率规则模型具有较好的统计特性，完全可以用于实际预测。
为检验所建模型的实际预测效果，将1993年1季度—2002年4季度作为预测区间，用单步预测法预测。模型不仅对实际的拟合效果较好，而且预测值与实际值也非常接近，图5给出了拟合值、实际值及残差值分布图。从图中看到，拟合值与实际值几乎重合。说明构建的新规则模型具有较高的预测精度。图6给出中国市场化利率新规则值与实际值的时序图。（附表1给出了规则值）。从新规则求出的规则值看到：尽管从1993年施行适度从紧的货币政策，到1996年经济实现“软着陆”，调整货币操作力度，直至2000年推进利率市场化改革，1993－2002年间多达12次的存贷款利率调整，中国市场化利率的实际值存在较大的波动，但新规则都给出了十分贴近实际值的规则值。图7分别给出了目标通胀率为动态季度目标通胀率与恒定值4％情况下的新规则值I0，I5（附表1给出了规则值）。从图中看到，1993－1996年间采用动态季度目标通胀率计算的新规则值I0更贴近于实际利率值。图8给出了利率新规则值、LWW规则值及实际值的时序图。从图中看到，中国利率市场化主导下稳健货币政策利率新规则值比LWW规则值对实际值更为接近，误差更小。 ①
2关于诊断统计量的推断可见：
Durbin,Watson(1950,1951),Boxand,Pierce(1970),Godfrey(1978),Harvey(1981,p.173),Engle(1982),Jarque&Bera(1980),Doornik&Hansen(1994).Ramsey(1969).White(1981,p825),Nicholls & Pagan(1983)。
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0.80.60.40.100.050.00-0.05-0.10930.20.09495969798990001Fitted02ResidualActual
图5 I2的实际值、拟合值与残差分布图
（其中：I2＝
?1?it?1?
4?1））
141210864209394959697I9899I0000102
图6 利率新规则值与实际值分布图
（I表示实际利率，I0表示新利率规则值）
14I51210864209394959697I98I09900I50102I0
图7 利率新规则值（I0,I5）、利率实际值时序图
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141210864209394959697I98I09900I40102I4I0
图8 新规则值、LWW规则值、利率实际值时序图
六、结 论
从泰勒规则（Taylor rules,1993）的提出、运用与发展来看，它在美国九十年代以来的运用较为成功，而在中国的运用却存在较大的偏差（谢平，罗雄，2002）。因此，泰勒规则至少在目前并不适合于中国的现实国情。Obstfeld and Rogoff (1995)给出基于预期的通货膨胀规则IFB规则（Inflation-Forecast-Based）。IFB规则可以看作基于预期的泰勒规则。随后，Levin, Wieland and Williams (2001)提出了LWW规则，即简化的IFB规则。Douglas Laxton and Polo Pesenti（2003）通过实证比较了简化的IFB规则（即LWW规则）与泰勒规则的稳健性，表明在相对小的、开放的新兴市场国家，LWW规则比泰勒规则表现更稳健。我们通过对中国经济数据的模拟，反映出LWW规则比泰勒规则更接近于中国的实际。但LWW规则仍然不是中国利率市场化改革下的理想的货币政策规则。如何构建适合中国国情的稳健货币政策利率规则，是本文的要旨。
通过不同规则对中国市场化利率的模拟分析，我们认为影响市场化利率规则的变量除应包括利率的滞后值、GDP缺口、通胀率变量外，还应该适当考虑汇率的影响。因此，我们在构建中国利率市场化主导下的稳健货币政策利率规则中考虑了汇率对长期目标通胀率的影响。其原因主要在于中国加入WTO后几年内，中国的资本市场将会逐步向外开放，人民币终将会在资本项目下可自由兑换。国际资本的流动对国内资本市场的冲击将会进一步加剧，汇率的波动对资本流动有重要的影响。现行的汇率政策将面临着必须适应资本自由流动而做出新的调整与选择的问题，僵化的钉住汇率政策越来越容易形成对货币的高估或低估，从而诱发货币投机，最终导致货币高估国家本币暴跌型的金融危机。如继续实施钉住汇率制，将会出现钉住汇率制与资本自由流动并存的危险外部经济结构，从而难免重蹈东南亚金融危机的覆辙。因此，人民币汇率政策的调整势在必行。中国独立的货币政策和稳定汇率目标面临着严重挑战。在资本流动的前提下,通过定期汇率的调整,可以部分地解决货币政策独立性与固定汇率制之间的矛盾(叶奕,2000)。可见，在构建中国利率市场化主导下的稳健货币政策利率规则，将汇率因素考虑进去也是适应国内、国际形势发展的潮流，是与国际经济全面接轨的需要。本文基于Lawrence Ball(1999)的模型与开放经济条件下汇率对目标通胀率的影响特点，我们构造出中国1993－2002年间的动态季度目标通胀率，避免了规则方程中目标通胀率为一恒定值4％的缺陷，使规则值更贴近于实际值。
最终，我们基于LWW规则，建立了中国利率市场化主导下的稳健货币政策利率规则，新规则不同于LWW规则，通胀率与产出缺口的系数分别约为0.3，-0.1。系数均小于LWW规则中的系数，且产出缺口的系数为负值。从规则模型各项评价指标来看，该模型具有较好的统计与计量特性。从规则值与实际值比较结果看，我们构造新规则具有较好的拟合及预测精度。因此，该规
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则模型对市场化利率预测与控制具有较好的参考作用，对我国长期执行稳健货币政策有重要的指导意义。
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