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1.2.1.1 基于动态因子模型的景气指数构建
最早，Stock和Watson（1989）认为景气变动不能仅仅针对GNP的变动而言，应该把景气循环看作包含金融市场、劳动力市场和商品销售市场等在内的经济活动的循环。为了反映以上多个经济指标的共同变动，可以认为存在一个单一的、不可观测的基本变量来反映这些变量的共同变动。这个共同的、不可观测的变量代表了经济总的状态，它的波动才是真正的景气循环，也是判断先行、一致和滞后的“基准循环”。而这一共同的、不可观测的基本变量，被称为Stock-Waston型景气指数，简称为S-W景气指数。并认为在动态因子模型基础上提出的S-W景气指数，和以前的CI、DI等传统的景气循环测定方法相比有了根本性的改进。
在我国，陈磊和高铁梅（1994）结合我国的实际情况，选取了我国经济中的先行指标和一致指标，借鉴Stock和Watson（1989）的动态因子模型，得到我国S-W型先行指标和一致指数。并认为采用动态因子模型所建立的我国新的宏观经济景气指数是切实可行的，特别是S-W型一致指数可以直观地、有效地反映出我国经济运行状态，并且可以更科学地预测经济发展趋势和主要经济变量。
董文泉等（1995）也利用因子模型构建了我国的S-W型景气指数，并与一致合成指数进行了比较，发现两者相关系数为 0.7，相关程度很高，只是在变动幅度上有些差别。
王金明等（2007）利用我国 1997 年 1 月到 2006 年 5 月的月度经济数据，探讨构建S-W型先行景气指数的可能性。实证结果表明，利用一致指标计算的S-W景气指数较好地反映了实际经济运行状况，与NBER一致合成指数相比，基于先行指标的S-W型先行景气指数不稳定和表现力差。但是基于预测的S-W型先行景气指数，则有较好的预警性质。
郭国锋和郑召锋（2010）认为我国当前一致指数和先行指数的联动性较弱，使得一致指数的应用价值有所降低。而且先行指数波动引起的一致指数波动是非对称的，导致了指数应用范围的局限性。产生的主要原因是由于两指数指标选取和指标权重赋予的不合理。为了更好地运用先行指数和一致指数反映宏观经济情况和预测经济趋势，指数编制部门应该改变现有的指数编制方法，调整指数指标和指标权重。
韩艾等（2010）认为传统的景气指数构建方法不能很好地刻画动态性和指标间的关系。而广义动态因子模型不仅反映经济系统的动态联系，而且可以在一个统一的框架下同时构建多个景气指数。进而构建了我国的金融周期景气指数，并分析了我国金融周期和重要宏观经济指标的动态关系。
1.2.1.2 基于动态因子模型的核心通货膨胀率构建
赵昕东和汤丹（2012）基于CPI的各个项目价格指数，利用动态因子模型得到了中国核心通货膨胀的估计。结果显示，所估计的核心通货膨胀反映了通货膨胀的趋势，能够很好地反映货币供给的变化，对未来 5—19 个月的CPI也有较好的预测能力。
肖强和司颖华（2013）基于多个价格综合指数，利用动态因子模型构建了核心通货膨胀率，并认为这样得到的核心通货膨胀率更接近其定义。
1.2.1.3 基于动态因子模型的金融状况指数构建
English等（2005）检验了多个金融变量对宏观经济的预测能力，并基于因子分析的结果使用S-W方法编制了德国、英国和美国的金融状况指数（FCI）。Hatzius等（2010）分析了金融状况与实体经济之间的联系，基于包括调查数据在内的更为广泛的金融状况变量，使用动态因子模型构建了美国的FCI。Galvao和Owyang（2013）首先利用动态因子模型得到FCI，然后利用FCI、工业增加值增长率和标题CPI构成STVAR模型，分析了FCI对宏观经济的影响。Debuque-Gonzales等（2013）基于因子模型构建了包含中国香港在内的部分亚洲国家和地区的FCI。Angelopoulou等（2014）基于主成分法构建了欧洲地区的FCI，并基于FCI分析了货币政策的非对称性效应。
货币政策有效性是经济学研究中的重要内容，也是宏观经济预测和货币政策调节的重要参考依据。货币政策有效性即货币非中性是指货币政策能够系统的影响产出以及就业等真实经济变量。反之，则表明货币中性。在货币非中性的基础上，讨论货币政策在定量方面的效果大小问题，这就涉及货币政策有效性的问题。在过去的几十年中，关于货币政策有效性的研究也未得出明确的结论。
理论层面上，古典学派和理性预期学派认为货币政策在短期和长期内都是无效的。而凯恩斯理论和新古典综合学派认为货币政策是有效的。货币主义的代表人物Friedman和Phillips利用含预期的菲利普斯曲线证明了货币政策在短期内有效而长期内无效。
实证层面上，自从Sims（1992）提出利用VAR模型分析货币政策冲击对宏观经济变量的影响以来，国内外学者利用VAR模型对货币政策做了大量实证研究。从国内来看，刘斌（2002）利用单方程和多方程的VAR模型进行实证分析发现长期内产出的变化与货币供应量的变化没有必然的关系，即货币政策在长期是中性的。而无论在短期还是在长期，货币供应量的变化对物价水平会产生影响。刘霖和靳云汇（2005）利用协整分析方法，基于VAR模型对货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行研究得到，从长期来看，货币供应扩张能够推动经济增长，同时在经济货币化进程中货币供应的扩张并不一定造成通货膨胀，通货膨胀阻碍经济发展。从短期来看，货币供给的增加促进经济增长，同时经济增长导致通货膨胀。
本文注意到，一方面，米什金（2005）给出了货币政策的传导机制（如图1.1 所示），不同的学者对货币政策影响产出和物价的途径有着不同的看法，实际上货币政策并非仅仅通过一条途径传导，货币政策往往是通过这些传导机制共同发挥作用的，因此股票价格、房地产价格、信贷数量、汇率、投资、现金流都会影响受到货币政策的影响，最终导致物价和总产出变化。
图 1.1 货币政策传导机制
基于以上的经济理论分析，VAR模型对货币政策有效性展开的研究会遇到以下几个问题：首先，学术研究所建立的基准模型中所涵盖的信息量远小于货币当局所需要关注的信息量，因此，在对现实情况进行研究时往往存在模型设定的误差；其次，VAR模型中的一些经济变量，比如通货膨胀率，在现实中很难得到精确、统一的描述，通常只能利用CPI等变量来度量；第三，一般基于多变量VAR或者SVAR模型的脉冲响应函数中，只能考察VAR模型中所包含的变量，其他变量对货币政策冲击的脉冲相应无法获得，而人们可能需要了解更多的变量与货币政策冲击之间的联动关系。对此，Bernanke等（2005）提出FAVAR模型，即在VAR模型中引入大量宏观经济变量合成的因子，FAVAR模型在引入大量信息的同时不会造成参数估计的困难。
随后，王少平等（2012）基于经济理论和我国可获得的宏观经济数据，通过因子分析显示，我国宏观经济可以由货币政策因子和少数几个潜因子来刻画。并且将我国CPI分类指数分解为宏观同质成分与各自的特质成分，并基于VAR分析货币政策对价格指数的冲击效应。结果显示，宏观冲击和特质冲击都是CPI各类指数的重要波动源，但是宏观冲击的效应相对持久得多，因此货币政策需要重点关注宏观冲击的效应并盯住CPI各类指数对应的宏观成分。
肖强等（2014）首先通过货币政策的传导机制，论证了FAVAR模型可以弥补VAR模型在宏观经济变量选取方面的不足。接着，从选取的我国35 个具有代表性的宏观变量中提取了 6 个共同因子。基于这些因子扩展的VAR模型，分析了我国货币政策的有效性。实证结果表明，FAVAR模型与VAR模型相比，FAVAR模型中产出变量和价格变量对货币政策冲击的效应能被更完整地反映出来。进一步，基于FAVAR模型分析得到我国货币政策的产业效应具有显著的非对称性。按照对货币政策冲击效应程度的大小依次为第一产业、第二产业和第三产业。
另一方面，已有我国货币政策对通货膨胀率影响的研究都是针对CPI［比如，赵进文和黄彦（2006）、石柱鲜等（2009）、张旭和文忠桥（2013）等］。CPI虽然是CPI分类指数经过加权平均后的总体价格水平，但CPI的变动主要受到食品类指数和居住类指数的影响，利用CPI变化不能很好地代表CPI各类指数的整体变化。因此，有必要选取反映价格变动长期的、潜在的指标即核心通货膨胀率来测度货币政策对价格的影响［张延群（2011）、田新民和武晓婷（2012）］。而关于货币政策对CPI分类指数的研究却相对较少。张成思（2009）在研究中国CPI分类指数动态传导机制的基础上，得到了货币政策对CPI分类指数的影响存在明显差异。随后Jalali-Naini和Hemati（2012）在丰富数据环境下，基于FAVAR模型研究了货币冲击对CPI各类指数的影响。
综上所述，已有关于我国货币政策对价格影响的研究主要是对CPI进行的，这使得货币政策对价格的影响分析缺少针对性。考虑到核心通货膨胀率代表价格变动长期的、潜在的趋势，CPI各个分类指数的变动具有显著差异，并且FAVAR模型在引入大量信息的同时不会造成参数估计的困难。因此，本文首先利用动态因子模型得出核心通货膨胀率和宏观共同因子。然后，分别针对CPI、核心通货膨胀率和CPI分类指数构建了包含货币政策工具和宏观共同因子的FAVAR模型。最后，运用脉冲响应函数刻画货币政策对各个变量影响的动态特征。
以下借鉴黄敏（2012）的分析思路，从货币政策的非对称性效应形成机理对已有文献进行综述。
对于货币政策非对称性效应的成因，国内外学者主要从主观预期和信心的非对称调整、利率期限结构差异、价格的非对称调整、准备金和资本金双重约束、信息不对称等方面进行分析。
1.2.3.1 主观预期和信心的非对称调整
古典经济学中假定经济人是完全理性的，而且所掌握的信息也是完全的。而现实中，受信息不对称等方面的因素影响，经济人很难以完全理性化的最大化原则进行决策和预测。从而，当货币当局通过实施货币政策等方式来进行宏观调控时，由于受到市场情绪等的影响，经济人的主观预期和信心的调整变得不确定，从而导致货币政策效果的非对称性。
Choi（1999）认为公众的通胀预期随经济所处阶段而变化，在经济繁荣阶段，公众预期央行不会实施刺激政策，他们不会调整通胀预期，这时央行的正向货币供给政策会对经济产生正向刺激。而在经济萧条阶段，公众预期央行会实施扩张性的货币政策，因此会上调通胀预期，从而央行的正向货币冲击对经济无法产生正向影响。因此，公众在经济繁荣阶段和经济衰退阶段对通胀预期不同，带来央行货币政策的非对称性效应。
Florio（2004）认为个人和企业对不同阶段经济周期的信心变化不同，导致货币政策的非对称性效应。当经济衰退时，悲观的情绪使得消费者不愿消费和企业不愿投资，导致扩张的货币政策效果不显著。而在经济繁荣时期，就算利率上升也不能阻止持有乐观情绪的公众消费和投资，这同样削弱了紧缩性货币政策的效果。经济繁荣时期的乐观情绪在强度上要小于经济衰退时期的悲观情绪，这就导致了货币政策非对称性效应的产生。
在我国，万解秋和徐涛（2001）从货币供给内生性的角度分析了我国货币政策非对称性效应的形成原因是，在不同时期的公众心理与预期变化，改变了货币乘数，影响了货币供给。从而使得我国扩张的和紧缩的货币政策存在非对称性效果。
1.2.3.2 利率期限结构差异
Florio（2004）指出利率期限结构差异也是形成货币政策非对称性效应的原因。因为社会总支出的调整依赖长期利率，而央行利用短期利率来实施货币政策时，只有当货币政策能够同时影响长期利率时，它才能对实体经济产生效应。因此，降低短期利率的扩张性货币政策，无法降低长期利率使产出增加。而提高短期利率的紧缩性货币政策，却能通过提高长期利率使产出减少，这样就产生了货币政策的非对称性效应。
1.2.3.3 非对称价格调整
新凯恩斯主义对货币政策非对称性效应的形成机理提出了价格粘性、菜单成本等微观解释。由于工资和价格向上调整容易，向下调整困难。因此，相同强度的正、负向货币冲击对价格的影响力度就不尽相同。与负向货币冲击相比，正向货币冲击对价格影响会更大，对产出的影响只能更小。
Mankiw和Romer（1991）指出价格粘性导致紧缩性货币政策对真实产出的影响力度显著大于扩张性货币政策。Ball和Mankiw（1994）认为当存在通胀趋势时，对企业意愿价格的正向冲击将引起比负向冲击时更大幅度的调整。因此，通胀率变得越高，相同规模的货币政策冲击会带来产出的更大损失。Florio（2004）也验证了新凯恩斯的观点，在粘性价格模型中，正向通胀趋势下，价格下降相较于价格上涨变得不可能，在负向冲击后，企业不大可能改变价格，由此货币冲击带来真实的产出效应。而正向冲击则更可能产生较大的价格效应和更小的产出效应。Castillo和Montoro（2008）基于动态随机一般均衡（DSGE）模型认为，供给曲线凸性和总需求非线性是形成货币政策非对称性效应的两类原因。
在我国，曹永琴（2010）认为非对称的价格传导渠道是我国货币政策非对称性效应的主要成因。面临货币政策冲击，企业将根据在菜单成本和扭曲成本两者中就低的原则来决定是调整价格还是调整产量。降价的菜单成本低于涨价成本，以及扭曲成本随着通货膨胀趋势呈现非线性变化，这两者共同导致价格粘性的非对称，并继而产生货币政策的非对称性效应。并且货币政策非对称性效应的程度，在不同通货膨胀率区间也存在差异，随着通货膨胀率的不断上升呈现出先减后增再减的蛇峰形趋势。
1.2.3.4 准备金和资本金双重约束
Bliss和Kaufinan（2002）指出银行需要在满足准备金要求的条件下，达到市场和管理方施加的资本金要求。因此在准备金和资本金双重约束下，由于商业银行增发贷款受到资本金约束，导致中央银行通过信贷渠道增加货币供给量的能力下降，使得货币政策产生了非对称性效应。
1.2.3.5 信息不对称
在信息不对称的情况下，商业银行面临逆向选择和道德风险，厂商的投融资行为受到融资约束和代理成本约束。
Bemanke和Gertler（1989）基于真实经济周期模型，认为信贷市场信息不完全导致企业外部融资的代理成本高于内部融资，产生外部融资升水。由于代理成本在经济萧条时的上升幅度超过在经济扩张时的下降幅度，从而使资产负债表对企业投资的影响在经济下降时期比繁荣时期大。
在我国，胡海鸥和虞伟荣（2003）认为我国货币政策传导的主渠道是银行贷款渠道，但由于信贷市场信息的不对称，商业银行在经营业绩考核的压力下，风险防范意识增强，从而在中央银行实施扩张性货币政策时，吝于贷款，使中央银行政策意图落空。从而造成了扩张性货币政策效应不明显。
我国货币政策非对称性效应形成的其他机理。曹家和（2004）认为，由于我国宏观经济中大量存在银行惜贷和企业惜投等现象，央行增加的货币供给量被经济主体规避风险的反向选择所抵销。由此，货币供给量作为我国货币政策的中介目标，在货币扩张和货币紧缩的不同时期存在着非对称性。而且认为货币中介目标在经济过热时期对防止物价持续上涨非常有效，但在通货紧缩时期失效。
戴金平等（2008）通过在商业银行利润函数中加入监管当局的惩罚函数，从理论上发现监管当局以提高资本充足率为核心的监管行为强化了货币政策的非对称性效应。
自Cover（1992）提出货币政策的非对称性效应概念，并研究了美国货币供给冲击的非对称性效应。从此开启了以实证方法为主要工具，对货币政策非对称性效应进行系统研究的阶段。这些实证研究，大多都支持货币政策存在非对称性效应的论点，主要区别集中在货币政策代理变量的选择和不同建模方法上。
1.2.4.1 关于货币政策代理变量的选择
由于各国在货币政策的操作工具、中介目标都是变化且多重的。因此，国外学者在检验货币政策非对称性效应时，在选择货币政策变量以识别政策冲击上存在很大差异。
第一，将货币供给量作为货币政策变量。Cover（1992）等学者分别采用M1、M2 和M3 作为货币政策变量，验证了美国货币政策对产出的非对称影响。Karras（1996）同样使用M1，验证了欧洲各国货币政策对固定投资和消费的非对称冲击。
从我国货币政策的实践来看，1998 年以前货币政策调控是以控制信贷规模的方式进行。1998 年我国改革了货币政策调控方式，取消对商业银行信贷规模的直接控制，实行资产负债比例管理，宣布以货币供应量为唯一的中介目标，并于当年 5 月恢复公开市场操作，这些举措标志着我国货币调控由直接方式向间接方式的转变。货币供应量和利率都是货币政策的重要工具。但王晓芳和景长新（2006）得到货币供给量更适合作为我国的货币政策工具。再由我国的特殊性在于利率尚未完全市场化，利率并不能完全反映货币市场的供求状况，企业投资对利率不敏感而受信贷规模影响较大。且目前国内文献中估计的产出与利率弹性并不高。之所以可以用广义货币供给量，还因为广义货币供给量是货币政策的中介目标，政府通过调整货币政策工具，改变广义货币供给量，进而影响货币政策的最终目标，即产出和物价。所以，已有我国文献大多采用了货币供给量作为货币政策工具变量，本文也将选取货币供应量作为货币政策工具的代理变量。
第二，利率作为货币政策变量。Bemanke和Blinder（1992）、Bemanke和Gertler（1995）等大量学者以联邦基金利率衡量货币政策，验证出货币政策的非对称性效应。也有部分学者将长期利率减去短期利率的利差作为衡量货币政策意图的指示器，为避免M1 的结构非稳定性，则使用M1 除以联邦基金利率作为对货币政策的衡量等。
第三，构建专门指标来衡量货币政策冲击。Romer等（1990）最早采用描述性方法来识别货币政策行为。他们对联邦公开市场操作委员会会议记录进行分析，并参考政策制定者对自己政策操作意图的阐述，确定了一系列的“罗默日期（Romer Date）”，作为对美联储实施紧缩性货币政策的阶段划分。但这一指标仍无法完全避免主观性问题，也没有能清晰区分政策变化的内生成分和外生成分。
1.2.4.2 关于计量方法的选择
在建模方法的选择上，Cover（1992）提出的两步OLS方法是最早检验货币政策非对称性效应的标准方法。但随着门限模型、马尔可夫体制转移模型和平滑转换向量回归模型等新计量方法的引入，对货币政策非对称性效应的检验方法变得丰富起来。
第一，两步OLS方法。Cover（1992）使用两步OLS法来检验美国货币政策的非对称性效应。首先对货币供给方程的残差项进行处理，分离出正向货币冲击和负向货币冲击，然后分析不同方向货币冲击对产出的影响。Senda（2001）将两步法推广到对通货膨胀趋势与货币供给冲击之间非对称性效应的研究上，发现在OECD国家，当通货膨胀率高于某一上限时，货币政策的非对称性效应将会下降。
在我国，黄先开和邓述慧（2000）最早对货币政策非对称性效应进行实证研究，他们运用Cover（1992）的两步OLS模型，利用部分推算的季度数据，实证检验了我国货币政策的非对称性效应。结果表明，货币供给Ml的正负冲击并不存在非对称性，而M2 的正负冲击则在一定程度上产生非对称性效应。
陆军和舒元（2002）同样采用两阶段OLS模型，不同的是他们采用了我国年度数据，得到与黄先开和邓述慧（2000）相反的结论。他们认为，未预期到的负向货币冲击对产出的抑制作用大于正向货币冲击对产出的促进作用，因此紧缩性货币政策效应要强于扩张性货币政策的效应。
陈建斌（2006）认为货币政策的非对称性主要是指货币政策效力在政策方向上的非对称性和在经济周期上的非对称性。基于两步法的检验结果是，发现我国扩张性的货币政策对产出没有影响，紧缩性的货币政策能够有效影响产出。而且紧缩性货币政策效力对时间因素非常敏感，只在短期内对产出具有显著的影响。经济周期因素对货币政策的产出效应没有影响，货币政策效力不存在经济周期上的非对称性。
第二，VAR模型。Gertler和Gilchrist（1993）基于VAR模型分析得到，在信贷市场不完全情形下，紧缩性货币政策对不同规模企业具有不同的影响。Agung（1998）使用标准半结构VAR模型，考察了印度尼西亚货币政策传导的银行贷款渠道，得到货币政策在贷款者和借款者两方面都存在非对称性。Choi（1999）运用门限VAR模型，发现在不同货币政策立场下，货币政策存在非对称性效应。
在我国，陈德伟等（2003）运用VAR模型预测方差分解法，得到我国货币冲击的紧缩效应要超过扩张效应，紧缩性货币政策能够有效地抑制经济的过快增长，但扩张性货币政策却无法有效地使经济摆脱困境。
第三，马尔可夫区制转移模型。马尔可夫区制转移（MSAR）模型由于可以使用全部可得样本数据，通过让数据说话的方式内生地确定结构变化的位置，不需要预先确定结构变化点，因此一经提出就在研究货币政策反应函数的非对称性方面展现了巨大优势。但运用MSAR模型，它所描述的货币政策反应函数，以一定的概率在不同机制之间进行转换，无法描述出更贴近现实的不同区制间的平滑转换。
Ravn和Sola（2004）对Hamilton（1988）的MSAR模型进行修正，将货币供给冲击区分为各种正的冲击和负的冲击，认为在菜单成本条件下，不同大小的货币冲击是形成货币政策非对称性效应的原因。Garcia和Schaller（2002）对MSAR模型进行了扩展，并得到利率对产出的影响具有非对称性。
在我国，郭明星等（2005）使用具有马尔可夫区制转移的向量误差修正模型，得到货币供给增长率与产出增长率的影响关系依赖经济周期所处的状态，从而经济周期波动和货币政策效应具有一定程度的非对称性。
刘金全和郑挺国（2006）运用MSAR模型和冲击响应分析得到，我国货币政策的产出效应具有明显的非对称性，并且产出对货币冲击的反应存在着“低度反应”和“高度反应”区制。
郑挺国和刘金全（2010）基于区制转移形式的“泰勒规则”认为，我国货币政策规则具有明显的区制转移特征，不同区制反映了利率对通胀和实际产出的不同政策反应关系。并且结合我国货币政策操作的特点，可以将我国货币政策规则划分为“惰性”和“活性”两个区域。
第四，平滑转换回归（STR）模型。平滑转换回归（STAR）模型认为各种体制之间的转移是平滑变化的，或者逐渐变化的，而且在转移函数中重点是选择恰当的转移变量。这样，既可考虑货币政策对实际产出的影响，又可突出货币政策操作的特定环境。这正是STAR模型近年来广泛得到国际学术界关注，并成功应用于政府经济政策行为评价的原因之一。
Weise（1999）运用LSTVAR模型，得到发现货币政策的效应是依赖于经济的不同状态，大的和小的货币冲击效应存在差异，且当冲击很大时正向和负向货币冲击的效应存在明显非对称性。Sensier等（2002）采用STAR模型得到，在英国的不同周期阶段，利率对产出产生非对称影响。
在我国，最早赵进文等（2005）研究了我国货币政策操作效应的非对称性，认为紧缩性货币政策与扩张性货币政策在抑制经济过热和治理经济衰退的效应上存在极大的差异，并且不同国家和地区的货币政策运用效应及特点也有明显差别。进一步，得到我国货币政策操作在效应上表现出明显的非对称性，具有很强的非线性特征。而且通过检验判定了央行货币政策操作转移函数的类型，又基于网格点搜索法，测定了我国货币政策操作的政策拐点与转移函数的具体形式。
彭方平（2007）基于STR模型得到，在不同信贷状态下，货币政策效应存在差异性。在信贷紧缩状态时，货币供给冲击给产出变化带来同向的累积影响。而在信贷扩张状态，货币供给冲击给产出变化带来反相的累积影响。
刘金全等（2009）基于LSTVAR模型来描述和检验我国货币政策作用机制中是否存在非对称性效应。结果表明，我国实际产出和通货膨胀率对货币冲击的动态反应随着冲击方向、规模以及经济周期阶段的变化而改变，货币政策对实际产出和价格水平具有非对称性效应。
欧阳志刚和王世杰（2009）使用经济增长率和通货膨胀率作为我国货币政策非线性阈值反应函数的转移变量，采用动态非线性最小二乘法（DNLS）对模型进行估计，检验结果表明我国货币政策对通货膨胀和产出都具有非对称性。他们还通过设计自助仿真实验，找出了我国货币政策对通胀率和经济增长的合理调节区间。
在以上研究的基础上，本文注意到，LSTAR模型的重点是选择转移变量。关于非对称性的经济理论提供了许多可供选择的转移变量，Beaudry等（1993）根据经济理论选择实际产出增长率作为转移变量。Thoma（1994）根据信贷配给模型中的非对称性给出货币变量也可能是合适的转移变量。项后军和于洋（2012）选择通货膨胀预期为转移变量研究了货币政策对资产价格影响的非对称性。而已有我国货币政策非对称性效应研究中，主要根据统计理论，尝试用所有变量及其滞后变量分别作为转移变量，以非线性检验是否显著和显著的程度为标准来确定谁是转移变量，这样得到的转移变量缺少了经济含义解释。
同时，鉴于货币政策的重要目标之一就是保持物价稳定（用通货膨胀率衡量），考虑到已有关于物价稳定的研究中，主要是利用CPI作为通货膨胀率的近似，而CPI虽然反映了通货膨胀率的主要部分但不是全部。一方面，核心通货膨胀率能反映物价长期的、潜在的变动，通常认为它是货币政策的重要观测指标。另一方面，李颖（2011）指出物价预警综合指数（PMG）是分析和判断我国物价波动的有效工具。所以有必要引入更有代表性的物价预警综合指数（PMG）来监测物价波动。但通常利用物价波动预警信号系统计算PMG的不足之处是包含了较多的主观因素［董文泉等（1998）］。
综上所述，本文将利用动态因子模型生成的核心通货膨胀率、金融状况指数和物价预警综合指数分别作为转移函数的转移变量，基于LSTVAR模型，从不同的角度分析我国货币政策的非对称性效应。