卜振興

(中國郵政儲蓄銀行，北京 100033)

自從新西蘭央行于1989年開始實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制以來，加拿大、英國、瑞士、瑞典、以色列、日本等國央行開始效仿這一制度。貨幣政策目標(biāo)、貨幣政策操作、貨幣政策流程逐漸進(jìn)入公眾視野，各國央行變得越來越開放和透明。貨幣當(dāng)局通過加強(qiáng)與公眾的交流和溝通，引導(dǎo)和穩(wěn)定市場預(yù)期，以提升貨幣政策效果。對于我國而言，20世紀(jì)90年代后期，開始逐步提升政策透明度水平，2002年加入國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)公布通用系統(tǒng)(GDDS)后，信息披露和透明度建設(shè)更是不斷加快。2015年，我國又加入國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)披露特殊標(biāo)準(zhǔn)(SDDS)，標(biāo)志著我國貨幣政策透明度的進(jìn)一步提升。那么貨幣政策透明度的政策效果表現(xiàn)在哪些方面？它對物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長這兩大主要的貨幣政策目標(biāo)有哪些影響？回答這些問題不僅有助于理解各國貨幣政策轉(zhuǎn)變的原因，也有助于分析透明度提升的作用和影響，具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于貨幣政策透明度政策效應(yīng)的文獻(xiàn)有很多，按照研究對象的不同，主要分為：

第一，對通脹和產(chǎn)出影響的研究。Cukierman et al.(1986)認(rèn)為，出于維護(hù)自身聲譽(yù)的考慮，央行一旦對外承諾降低通脹水平，就會主動采取各種措施履行承諾，因此，提升貨幣政策透明度有助于降低通貨膨脹率。之后，很多研究利用實(shí)證數(shù)據(jù)證實(shí)了透明度在降低通脹水平方面的積極作用(Mishkin et al.，1997；肖曼君 等，2013)。除了探討貨幣政策透明度與通脹產(chǎn)出水平的關(guān)系，很多研究還分析了透明度對通脹產(chǎn)出波動的影響，認(rèn)為當(dāng)貨幣當(dāng)局有多重政策目標(biāo)，但是目標(biāo)偏好信息不透明度時，公眾會傾向于認(rèn)為貨幣當(dāng)局更重視經(jīng)濟(jì)增長，從而對貨幣當(dāng)局降低通脹的決心產(chǎn)生懷疑，導(dǎo)致公眾對通脹水平保持一個較高的預(yù)期，最終使得通脹水平和通脹波動幅度均較高，因此，央行提升政策透明度有助于降低通貨膨脹的波動(Canzoneri，1985；Eijffinger et al.，2000)。但是也有研究認(rèn)為透明度會加劇通脹和產(chǎn)出的波動，基于信息傳導(dǎo)角度，較高的透明性使得市場主體對貨幣政策的變動異常敏感，必然會放大央行溝通的效果，加劇了通脹和產(chǎn)出的波動(Jensen，2002)。

第二，對金融市場影響的研究。金融市場主要包括了利率市場、債券市場和股票市場，目前的研究對這幾個市場均有涉及。首先是透明度對利率市場影響的研究。Goodfriend(1986)認(rèn)為，央行提升政策透明度，向公眾披露與政策工具和政策操作有關(guān)的信息，會加劇市場利率的波動，并導(dǎo)致社會融資成本的上升。但是更多的文獻(xiàn)，尤其是國內(nèi)的研究認(rèn)為透明度會降低利率水平，減少利率波動，有助于形成合理的利率結(jié)構(gòu)。張強(qiáng)等(2014)基于我國2006—2013年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用EGARCH模型研究了央行溝通對于利率期限結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果表明，央行溝通對短期利率有顯著影響，并且利率走向與政策預(yù)期保持一致，而對中長期的影響較小。其次是透明度對債券市場影響的研究。Papadamou(2013)將貨幣政策分為可預(yù)期和不可預(yù)期兩種，認(rèn)為只有可預(yù)期的利率變動會對國債市場的收益率產(chǎn)生影響，政策不透明會對債券市場產(chǎn)生較大的擾動，因此提升政策透明度有助于穩(wěn)定金融市場的運(yùn)行。最后是政策透明度對股票市場影響的研究。Rosa(2011)運(yùn)用事件分析法和廣義經(jīng)驗似然檢驗研究美聯(lián)儲政策溝通對股票市場的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政策公告和政策操作都會對金融市場產(chǎn)生影響，相較于實(shí)際的政策操作，公告更能引導(dǎo)市場的變動。冀志斌等(2011)運(yùn)用EGARCH模型實(shí)證檢驗了我國央行溝通對利率與股票收益率的影響，結(jié)果表明，央行溝通對短期市場利率和股票收益率均有顯著影響，對長期利率和股票收益率的影響較弱。

第三，對宏觀經(jīng)濟(jì)總體效應(yīng)影響的研究。與上述文獻(xiàn)有所不同，這類研究首先將通脹和產(chǎn)出的波動或者平均水平進(jìn)行綜合化處理，然后考察透明度對宏觀經(jīng)濟(jì)整體的影響。按照構(gòu)建綜合指數(shù)的不同，大致上分為兩類：一類是構(gòu)建以損失函數(shù)為代表的綜合指數(shù)，如Cecchetti et al.(2002)構(gòu)造一個反映通脹和產(chǎn)出波動的社會福利損失函數(shù)，并研究貨幣政策透明度對這一綜合指標(biāo)的影響，結(jié)果表明貨幣政策透明度有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)的總體波動水平。另一類是構(gòu)建以犧牲率為代表的綜合指數(shù)，如Chortareas et al. (2002)運(yùn)用產(chǎn)出缺口和通脹率構(gòu)建了一個犧牲率指標(biāo)，通過對包括工業(yè)化國家、轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家和發(fā)展中國家(地區(qū))在內(nèi)的87個國家(地區(qū))1995—1999年樣本數(shù)據(jù)的回歸分析后發(fā)現(xiàn)，貨幣政策透明度有助于降低犧牲率。之后很多學(xué)者也采用犧牲率指標(biāo)做過相關(guān)研究(Stasavage，2003 )。

總結(jié)以上的研究，可以發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)外運(yùn)用綜合指數(shù)研究透明度效應(yīng)的文獻(xiàn)還較少，同時分析方法也有待進(jìn)一步改進(jìn)。隨著計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷發(fā)展，利用新的計量工具可以對透明度的效應(yīng)進(jìn)行更加細(xì)致和準(zhǔn)確的刻畫。因此，本文擬構(gòu)建宏觀經(jīng)濟(jì)波動綜合指數(shù)，將理論推導(dǎo)和實(shí)證檢驗相結(jié)合，利用TVP-SV-VAR模型研究貨幣政策透明度對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的綜合影響。與以往研究相比，本文的不同之處主要表現(xiàn)在：一是將信息披露和市場反應(yīng)相結(jié)合，構(gòu)建貨幣政策透明度指數(shù)；二是利用損失函數(shù)將產(chǎn)出波動和通脹波動相結(jié)合，構(gòu)建宏觀波動指數(shù)；三是采用包含時變參數(shù)性質(zhì)的TVP-SV-VAR模型；四是將理論推導(dǎo)與實(shí)證檢驗相結(jié)合。

二、模型和數(shù)據(jù)

(一)理論模型

在構(gòu)建框架模型前，本文設(shè)定：

假設(shè)條件1：參照Woodford(2003)、徐亞平(2006)等關(guān)于社會福利損失函數(shù)的定義，設(shè)定央行的目標(biāo)函數(shù)：

(1)

其中：V表示央行的政策目標(biāo)(也即社會福利目標(biāo))。E表示期望因子。δ表示折算率。E(L)表示損失期望值，L=(πt-π*t)2+λ(yt-y*t-wt)2表示福利損失，其中：π表示實(shí)際通貨膨脹率；π*表示最優(yōu)通貨膨脹率(或目標(biāo)通貨膨脹率)；λ表示產(chǎn)出缺口占福利函數(shù)損失的權(quán)重；y表示實(shí)際產(chǎn)出，y*表示潛在產(chǎn)出；w表示由于政府干預(yù)導(dǎo)致的穩(wěn)定產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出的部分*也即政府出于政治利益考慮人為提高的穩(wěn)定產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出的部分，例如政府實(shí)行的稅收和失業(yè)保險等政策措施，會對市場產(chǎn)生扭曲，最終導(dǎo)致失業(yè)率低于自然失業(yè)率水平，均衡產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出。，且w﹥0(Rogoff，1985)。

假設(shè)條件2：公眾具有理性預(yù)期。因此，理性預(yù)期下，公眾對通脹的預(yù)期可以表示為：

(2)

假設(shè)條件3：貨幣當(dāng)局與公眾之間存在著信息不對稱，貨幣當(dāng)局相較于公眾在貨幣政策方面更具有信息優(yōu)勢。因此，央行掌握產(chǎn)出扭曲w的相關(guān)信息，而公眾只能在預(yù)期基礎(chǔ)上對w的值進(jìn)行預(yù)測，必然存在一定的偏差，設(shè)偏差值為v，則公眾獲取的關(guān)于w值的預(yù)測和對產(chǎn)出的預(yù)測表示如下：

(3)

(4)

根據(jù)附加預(yù)期的盧卡斯供給曲線(Lucas，1975)，可以得到總供給的表達(dá)式，也即約束條件：

st:y=y*+b(π-πe)+εt

(5)

將式(5)代入式(1)，求損失函數(shù)最小化下的通脹水平：

(6)

結(jié)合式(2)、(3)，可以得到公眾對通脹預(yù)期的表達(dá)式：

πe=π*+λbp

(7)

為了計算方便，對式(1)的福利損失模型進(jìn)行精簡，忽略時間、跨期等因素。將式(3)、(5)、(7)代入式(1)中，求得福利損失最小化下通脹π和產(chǎn)出y的一階條件：

(8)

其中，πf與yf分別表示均衡條件下的通貨膨脹和產(chǎn)出水平。

將式(8)代入期望的目標(biāo)損失函數(shù)式(1)，并根據(jù)期望與方差之間的關(guān)系(盛驟，2001)：

(9)

可得：

(10)

將式(4)代入式(10)，得：

(11)

對式(11)求解關(guān)于透明度T的導(dǎo)數(shù)：

(12)

很顯然式(12)< 0，因此，貨幣政策透明度的提升有助于減少社會福利損失。對式(8)求期望，得：

(13)

對式(13)求解關(guān)于透明度T的偏導(dǎo)數(shù)可知，偏導(dǎo)數(shù)均為零，因此，貨幣政策透明度沒有影響平均通貨膨脹和平均產(chǎn)出。同時，根據(jù)式(7)、(13)，可以發(fā)現(xiàn)：

πfe=E(πe)=π*+λbw

(14)

式(14)表明公眾的預(yù)期在長期平均來看最為準(zhǔn)確，同時又是與使用模型最為一致的預(yù)期，符合理性預(yù)期的要求。然后求均衡條件下通貨膨脹與產(chǎn)出的波動。對式(8)中的πf和yf求方差，得：

(15)

將式(4)代入式(15)，并對其求解關(guān)于透明度T的導(dǎo)數(shù)，可得：

(16)

從式(16)可知，兩個偏導(dǎo)數(shù)的值均小于0，這表明，隨著透明度水平的提升，通貨膨脹波動和產(chǎn)出波動均會降低，透明度有助于提升貨幣政策效果。

(二)計量模型

有鑒于時變系數(shù)向量自回歸模型(TVP-SV-VAR)假定估計系數(shù)可變，能夠反映時間序列的漸進(jìn)變化趨勢；同時,還能夠平滑模型系數(shù)，反映實(shí)證計量分析對建模的要求。本文即采用TVP-SV-VAR的建模方法考察貨幣政策透明度對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響和沖擊。

(三)指標(biāo)選取

1.宏觀波動指標(biāo)

貨幣政策是否實(shí)現(xiàn)了預(yù)期的主要目標(biāo)是判斷貨幣政策效果好壞最重要的標(biāo)準(zhǔn)。從各國的貨幣政策實(shí)踐來看，貨幣政策最重要的目標(biāo)包括物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長。以我國為例，1995年頒布的《中國人民銀行法》規(guī)定我國貨幣政策的首要目標(biāo)是維持物價穩(wěn)定，并在此基礎(chǔ)之上實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，分析我國貨幣政策的效果主要是考察物價變動和經(jīng)濟(jì)增長變動情況。Okun(1970)首先提出將通貨膨脹率和失業(yè)率相加，構(gòu)建所謂的“痛苦指數(shù)”來衡量宏觀經(jīng)濟(jì)所處的狀態(tài)和宏觀政策的有效性。但是由于痛苦指數(shù)的計算過程過于簡單，沒有考慮到央行對通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長率的權(quán)重，因此使用這個指標(biāo)衡量貨幣政策的宏觀效果是有問題的。另外，雖然我國于1978年就開始公布年度的失業(yè)率數(shù)據(jù)，并于2003年第1季度開始公布季度的失業(yè)率數(shù)據(jù)，但是相比較目前國際上通用的調(diào)查統(tǒng)計失業(yè)率指標(biāo)，我國公布的一般為城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，不包含農(nóng)村失業(yè)情況*其實(shí)我國從2006年開始就采用抽樣調(diào)查的方法統(tǒng)計失業(yè)狀況，只是數(shù)據(jù)一直沒有對外公布。加入SDDS后，我國計劃于2016年開始，由國家統(tǒng)計局發(fā)布包含城鎮(zhèn)和農(nóng)村的調(diào)查就失業(yè)數(shù)據(jù)。，因此，在我國，考察政策效果使用失業(yè)率指標(biāo)也是存在問題的。

據(jù)此，參照福利損失函數(shù)L=(πt-π*t)2+λ(yt-y*t-wt)2，建立政策效果指數(shù)。這是目前測算央行社會福利最為常用的函數(shù)。關(guān)于權(quán)重λ的設(shè)置，F(xiàn)avero et al.(2003) 通過對美國1961—1998年宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性與美聯(lián)儲操作的分析，將1961—1979年產(chǎn)出缺口波動占福利損失的比重λ設(shè)為0.00153，1980—1998年的比重設(shè)為0.00125。Ozlale(2003)通過構(gòu)造損失函數(shù)，運(yùn)用兩步法分析了威廉·米勒、保羅·沃爾克和艾倫·格林斯潘擔(dān)任美聯(lián)儲主席期間對于產(chǎn)出波動的權(quán)重賦值問題，認(rèn)為權(quán)重賦值在0.0021～0.0037之間。Dennis(2006)也考察了美聯(lián)儲在格林斯潘時期對于產(chǎn)出波動權(quán)重的設(shè)定問題，并將這一權(quán)重設(shè)為0.00294。王美今等(2013)通過對我國1998—2011年產(chǎn)出和通脹波動的實(shí)證分析，將權(quán)重設(shè)為0.0011。S?derstr?m et al.(2002)認(rèn)為實(shí)證數(shù)據(jù)顯示通貨膨脹率的波動水平較低，而產(chǎn)出波動的水平較高，因此應(yīng)該盡量對產(chǎn)出波動賦予更小的權(quán)重。綜合以上研究，同時考慮到我國的實(shí)際，將產(chǎn)出波動的權(quán)重設(shè)為0.0011，構(gòu)建如下的宏觀經(jīng)濟(jì)波動綜合指數(shù)(Macroeconomic volatility composite index，簡寫為MVC)：

MVCt=(πt-π*t)2+0.0011(yt-yf)2

(17)

其中：MVC表示宏觀經(jīng)濟(jì)波動綜合指數(shù)；yf表示潛在產(chǎn)出，且yf=y*+w。MVC的取值越小，表明產(chǎn)出和通脹波動越小，貨幣政策效果越好。選用居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI表征通貨膨脹π，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP表征產(chǎn)出。關(guān)于最優(yōu)通貨膨脹水平(或目標(biāo)通脹水平)，1995年我國開始在每年的政府工作報告中提出了具體的物價變動目標(biāo)，并且一直持續(xù)至今，因此本文選用政府工作報告中的數(shù)據(jù)作為1995—2014年的通貨膨脹目標(biāo)數(shù)據(jù)。關(guān)于產(chǎn)出缺口的計算，參照Stasavage(2003)的定義：

產(chǎn)出缺口=(實(shí)際GDP-潛在GDP)/潛在GDP

(18)

其中，實(shí)際GDP=季節(jié)調(diào)整后的名義GDP/CPI。

圖1宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)情況圖

關(guān)于潛在GDP，使用H-P濾波方法剔除實(shí)際GDP季節(jié)和周期性因素后獲得。經(jīng)過測算，我國2000年第1季度—2014年第4季度宏觀經(jīng)濟(jì)波動如圖1所示。

從圖1可以看出，我國的宏觀經(jīng)濟(jì)在2003年第1季度—2005年第1季度、2007年第1季度—2009年第1季度、2010年第1季度—2012年第3季度出現(xiàn)三次明顯的波動，其他時間波動幅度均較小。

2.政策透明度指標(biāo)

目前關(guān)于貨幣政策透明度的評價方法大致分為四種：一是以Fry et al.(1998)為代表的調(diào)查問卷方法；二是以Eijffinger et al.(2002)為代表的指標(biāo)體系方法；三是以Haldane et al.(2000)為代表的市場反應(yīng)方法；四是以Kia et al.(2004)為代表的動態(tài)指數(shù)方法。其中前兩種方法主要強(qiáng)調(diào)貨幣當(dāng)局的信息披露，后兩種方法主要強(qiáng)調(diào)公眾對于信息的理解和反應(yīng)。Blinder(2004)認(rèn)為根據(jù)貨幣政策透明度的定義，應(yīng)該將兩者結(jié)合起來考察貨幣政策透明度狀況。本文首先以最常用的E-G指標(biāo)體系方法為基礎(chǔ)，建立一個包含政策目標(biāo)、經(jīng)濟(jì)信息、政策決策和政策操作四個一級指標(biāo)，每個一級指標(biāo)下包含三個二級指標(biāo)共12個二級指標(biāo)的指標(biāo)體系，運(yùn)用打分加總的辦法得到了我國貨幣政策信息披露的透明度得分，詳見圖2。

圖2我國2000年第1季度—2014年第4季度信息披露透明度得分

其次，以7天銀行間債券交易利率(R007)為基準(zhǔn)利率、7天銀行間同業(yè)拆借利率(IB007)為市場利率，以對基準(zhǔn)利率有重要影響的事件發(fā)生日作為事件日，運(yùn)用目前廣泛使用的A-H動態(tài)指數(shù)法，評價了我國市場反應(yīng)的透明度情況，見圖3。

最后，將兩個評價結(jié)果進(jìn)行歸一和加權(quán)，從而構(gòu)建了貨幣政策透明度綜合指數(shù)(Monetary policy transparency composite index，簡寫為MPT)。圖4是我國2000年第1季度—2014年第4季度貨幣政策透明度綜合得分狀況。

圖3我國2000年第1季度—2014年第4季度市場反應(yīng)透明度得分

圖4我國2000年第1季度—2014年第4季度貨幣政策綜合透明度得分

從圖4可以發(fā)現(xiàn)我國的貨幣政策透明度指數(shù)近年來不斷上升，尤其是2002年加入國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)公布通用系統(tǒng)(GDDS)和2015年加入數(shù)據(jù)披露特殊標(biāo)準(zhǔn)(SDDS)前后，貨幣政策透明度提升較為明顯。同時，受2007年美國次貸危機(jī)的影響，貨幣政策透明度出現(xiàn)了較為明顯的波動。

3.政策操作指數(shù)

在研究貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響時，除了貨幣政策透明度外還有一個非常重要的變量——貨幣政策操作變量。為了體現(xiàn)貨幣政策操作對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響，選取貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)表征貨幣政策操作情況，以M2同比增長率表示貨幣政策操作指數(shù)(MS)。

(四)數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)來源

為了計算貨幣政策透明度狀況，使用了銀行間7天同業(yè)拆借利率、銀行間7天回購債券利率等數(shù)據(jù)。這些利率數(shù)據(jù)與貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)均來自于CCER數(shù)據(jù)庫，GDP(經(jīng)濟(jì)增長)、CPI(物價水平)、MS(貨幣供應(yīng))、通貨膨脹目標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

對所有的季節(jié)性數(shù)據(jù)如CPI、GDP、MS等進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，采用目前國際上通用的X-11調(diào)整方法。由于目前國家統(tǒng)計局只公布了月度CPI、MS數(shù)據(jù)，通過對月度CPI、MS數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后，進(jìn)行加權(quán)平均得到了季度的CPI、MS數(shù)據(jù)。

2.數(shù)據(jù)描述

在模型分析前，首先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計性描述，以觀察各變量的分布特征，具體情況如表1所示。

從表1可以發(fā)現(xiàn)： MPT的變異系數(shù)最小，穩(wěn)定性最高，而MVC的變異系數(shù)最大，穩(wěn)定性也最差；三個變量均不屬于對稱分布，其中MVC和MS的偏度值大于0，是左偏倚，而MPT的偏度值小于0，屬于右偏倚；從峰度值來看，MVC、MS的峰度值小于3，較標(biāo)準(zhǔn)的正態(tài)分布更為陡峭，MPT峰度值大于3，較標(biāo)準(zhǔn)的正太分布更為平緩；在5%的顯著性水平下，各變量相伴概率值均大于設(shè)定的顯著性水平，接受原假設(shè)，樣本服從正態(tài)分布。圖5給出了各變量的核密度圖，清晰地表述了各變量的分布情況。

表1 變量統(tǒng)計描述表

注：方括號內(nèi)為p值；變異系數(shù)=標(biāo)準(zhǔn)差/均值；J-B 統(tǒng)計量在 5%和 1%顯著水平下的臨界值分別為 5.99 和9.21。

圖5各變量核密度分布圖

三、實(shí)證檢驗和結(jié)果分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

經(jīng)濟(jì)變量大都具有非平穩(wěn)性，對非平穩(wěn)性變量進(jìn)行回歸分析會產(chǎn)生“偽回歸”的問題。為了避免出現(xiàn)這種情況，確保估計結(jié)果的有效性，首先必須對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用最常用的ADF檢驗方法進(jìn)行單位根檢驗，同時考慮了截距項、截距項和趨勢項、無截距項和趨勢項三種情況，檢驗結(jié)果見表2?？梢园l(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，三個變量均是平穩(wěn)的。

表2 變量單位根檢驗(ADF)

① 該結(jié)論是建立在顯著性水平為5%的基礎(chǔ)之上的。

注：檢驗類型中c代表有無截距項，t代表有無趨勢項，k代表滯后期；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。下同。

(二)參數(shù)估計結(jié)果

根據(jù)Nakajima(2011)的研究，給出以下變量的先驗分布：

同時,給出各相關(guān)變量的初始值：μα0=μc0=μp0=0;∑α0=∑c0=∑p0=10×E。

給定先驗分布和初始值后，首先預(yù)燒樣本1000次，以糾正初始賦值對后驗分布估計結(jié)果的影響。然后運(yùn)用蒙特卡洛模擬方法(MCMC)連續(xù)抽樣10000次進(jìn)行迭代模擬，最終獲得各參數(shù)的后驗分布情況。為了確定最佳的滯后期，測算出了模型滯后階數(shù)的邊際似然估計值，一般而言，估計值越小模型的擬合度越高，最終選定滯后期數(shù)為1。同時，考慮到不同模型設(shè)定帶來的偏誤，對包含有截距項和不包含有截距項的模型都進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表3、4。

表3 不帶截距項的參數(shù)回歸結(jié)果

① 與常規(guī)參數(shù)“置信區(qū)間”的表述不同，對于不確定性參數(shù)，使用了可信區(qū)間的概念。

表4 帶截距項的參數(shù)回歸結(jié)果

其中，CD(convergence diagnostics)統(tǒng)計量主要檢驗?zāi)Ｐ婉R爾科夫鏈?zhǔn)諗康那闆r，該統(tǒng)計量原假設(shè)是參數(shù)估計的后驗分布收斂，備擇假設(shè)是參數(shù)估計的后驗分布發(fā)散；無效因子主要是用來評估蒙特卡洛模擬鏈總體的自相關(guān)程度。

對比表3和表4可知，帶有截距項模型的無效因子統(tǒng)計量遠(yuǎn)大于不帶有截距項模型的無效因子，這表明帶有截距項的參數(shù)估計模型不夠穩(wěn)定,因此,本文選擇不帶截距項的參數(shù)估計模型。根據(jù)不帶截距項的參數(shù)估計結(jié)果可知，在95%的可信區(qū)間內(nèi)，CD統(tǒng)計量和無效因子檢驗結(jié)果均表明估計結(jié)果是收斂的，并且非常穩(wěn)健，說明運(yùn)用MCMC方法很好地實(shí)現(xiàn)了對待估參數(shù)后驗分布的估計。即使是無效因子較高的∑p2，也獲得了至少M(fèi)/50=200個不相關(guān)的樣本，這對于后驗分布估計已經(jīng)足夠了。

圖6 運(yùn)用隨機(jī)波動模擬數(shù)據(jù)獲得的模型估計結(jié)果

為了進(jìn)一步分析抽樣結(jié)果的穩(wěn)健性，可以通過抽樣自相關(guān)估計圖、抽樣路徑圖和后驗分布密度圖來直觀地觀察抽樣狀況。

圖6中，第一行代表了抽樣自相關(guān)估計結(jié)果圖，第二行代表了抽樣路徑圖，第三行代表了后驗分布的密度圖。從自相關(guān)估計圖上可以看出，抽樣樣本的自相關(guān)系數(shù)迅速收斂于0，沒有出現(xiàn)明顯的發(fā)散現(xiàn)象，抽樣結(jié)果是非常穩(wěn)健的。抽樣路徑圖上，抽樣數(shù)據(jù)呈現(xiàn)明顯的波動集聚現(xiàn)象，在隨機(jī)擾動下圍繞后驗估計值進(jìn)行隨機(jī)波動，估計結(jié)果是有效的。從后驗分布密度圖可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)主要分布于待估參數(shù)區(qū)間內(nèi)，估計結(jié)果有效。

(三)脈沖響應(yīng)分析

在得到模型的參數(shù)估計結(jié)果后，可以使用TVP-SV-VAR模型的不同滯后期沖擊和不同時點(diǎn)沖擊考察我國2000年第1季度—2014年第4季度貨幣政策透明度和貨幣供應(yīng)對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響。

1.不同滯后期的脈沖響應(yīng)

圖7反映的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對政策透明度(MPT)和貨幣供應(yīng)(MS)不同滯后期的沖擊響應(yīng)脈沖圖，圖中的實(shí)線、長間隔線、短間隔線分別代表了1個季度、1年(4個季度)和2年(8個季度)不同滯后期的脈沖響應(yīng)軌跡，分別表示短期、中期和長期的脈沖響應(yīng)。左右兩個圖的走勢反映出在不同滯后期下，MVC對于MPT和MS的脈沖響應(yīng)是非常不一致的。其中，左圖代表的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對貨幣政策透明度(MPT)在不同滯后期的脈沖響應(yīng)情況。從1個季度、1年和2年的脈沖反應(yīng)來看，貨幣政策透明度均對宏觀經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生抑制作用。相對于短期而言，中長期宏觀經(jīng)濟(jì)波動對透明度的響應(yīng)程度較小，沖擊作用不是十分顯著。具體而言，短期(1個季度)宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣政策透明度一直有負(fù)向的反應(yīng)。中期(1年)宏觀經(jīng)濟(jì)波動對透明度的響應(yīng)也存在負(fù)向的反應(yīng)，但是在2014年后逐漸衰減。長期(2年)宏觀經(jīng)濟(jì)波動對透明度的響應(yīng)呈現(xiàn)較大波動，但是在2014年后也迅速衰減。

圖7 MVC對MPT和MS不同滯后期脈沖相應(yīng)圖

右圖表示的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對于貨幣政策操作(MS)不同滯后期的脈沖響應(yīng)情況。從不同滯后期的響應(yīng)軌跡上來看，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對于貨幣供應(yīng)的響應(yīng)呈現(xiàn)正向作用。這表明貨幣操作會加大宏觀經(jīng)濟(jì)的波動。相對于短期而言，中長期的正向作用更為顯著，同時宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)波動幅度也較大。具體而言，短期(1個季度)來看，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)為正，但是作用并不顯著，并一直維持較低水平。中期(1年)來看，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)程度增加，同時在2015年后經(jīng)歷一段時間的波動后逐漸保持平穩(wěn)狀態(tài)。長期(2年)來看，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)與中期類似，只是波動幅度明顯增加。

2.不同時點(diǎn)的脈沖響應(yīng)

圖8反映的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對政策透明度(MPT)和貨幣供應(yīng)(MS)不同時點(diǎn)的沖擊響應(yīng)脈沖圖，圖中的帶線曲線、帶星曲線和帶點(diǎn)曲線分別代表了在2003年第1季度、2008年第1季度和2010年第3季度的時點(diǎn)沖擊脈沖響應(yīng)軌跡，反應(yīng)周期均為4年。左右兩個圖的走勢反映出在不同時點(diǎn)，MVC對于MPT和MS的脈沖響應(yīng)是非常不一致的。其中，左圖代表的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對貨幣政策透明度(MPT)在不同時點(diǎn)的脈沖響應(yīng)情況。從2003年第1季度、2008年第1季度和2010年第3季度的脈沖響應(yīng)來看，三者走勢基本保持一致，均是在第1年脈沖響應(yīng)程度不斷增強(qiáng)，之后逐漸衰減，并在第4年基本保持平穩(wěn)。具體而言，在2003年第1季度時點(diǎn)上，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣政策透明度一直有負(fù)向的反應(yīng)，這是因為我國在2002年加入國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)公布通用系統(tǒng)(GDDS),透明度水平出現(xiàn)了較為明顯的上升，減少了宏觀經(jīng)濟(jì)的波動。在2008年第1季度時點(diǎn)上，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對透明度的響應(yīng)基本上保持負(fù)向反應(yīng)，4年后沖擊反映基本消失，這是因為2008年左右世界上爆發(fā)了比較嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，市場對于央行信息披露的反應(yīng)能力下降，透明度對穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響能力減弱。在2010年第3季度時點(diǎn)上，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對透明度的響應(yīng)在1年后迅速衰減，3年后影響基本上為0。

圖8 MVC對MPT和MS不同時點(diǎn)脈沖相應(yīng)圖

右圖反映的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(MVC)對貨幣政策操作(MS)不同時點(diǎn)的脈沖響應(yīng)情況。從不同時點(diǎn)的響應(yīng)軌跡來看，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)保持較為一致的走勢，并且絕大多數(shù)時間呈現(xiàn)正向作用，表明貨幣操作會加大宏觀經(jīng)濟(jì)波動。具體而言，在2003年第1季度，宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣供應(yīng)的響應(yīng)為正，在沖擊1年期內(nèi)響應(yīng)程度不斷上升，1年后出現(xiàn)衰減，并最終保持在0.5單位左右的水平上。在2008年第1季度和2010年第3季度，脈沖響應(yīng)的軌跡與2003年第1季度基本一致，只是在3年左右后脈沖響應(yīng)基本消失。

四、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用以福利損失方程為目標(biāo)函數(shù)的理論模型，從理論上論證了貨幣政策透明度提升有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)的波動，降低社會福利損失。并以我國2000年第1季度—2014年第4季度的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用帶有時變特征的TVP-SV-VAR模型檢驗宏觀經(jīng)濟(jì)波動與貨幣政策透明度之間的關(guān)系。為了使估計結(jié)果更具合理性，在考察貨幣政策透明度與宏觀經(jīng)濟(jì)波動關(guān)系的同時，本文引入了代表貨幣政策操作的貨幣供應(yīng)變量。檢驗結(jié)果表明：提升貨幣政策透明度有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)的波動，而貨幣操作則會加劇宏觀經(jīng)濟(jì)波動，這與已有研究結(jié)論是較為一致的；從不同滯后期的脈沖響應(yīng)來看，短期內(nèi)，貨幣政策透明度會抑制宏觀經(jīng)濟(jì)波動，但是中長期來看，這種抑制作用會逐漸衰減；從不同時點(diǎn)的脈沖響應(yīng)來看，宏觀波動對于透明度和貨幣供應(yīng)沖擊的響應(yīng)在不同時點(diǎn)基本保持一致；相較于貨幣供應(yīng)狀況，透明度的脈沖響應(yīng)影響較小，在很多時候并不顯著。

根據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為，首先，由于貨幣政策透明度具有減少宏觀經(jīng)濟(jì)波動的作用，而我國目前貨幣政策透明度水平依然較低，因此，央行應(yīng)采取各種手段不斷加強(qiáng)與公眾的交流和溝通。其次，貨幣政策透明度的提升是一個長期過程，短期溝通的效果并不能一直維持，因此，與公眾的交流應(yīng)當(dāng)成為常態(tài)。同時，貨幣政策透明度建設(shè)應(yīng)該與貨幣政策操作相配合，才能最大程度發(fā)揮政策溝通的效果。

冀志斌,周先平. 2011. 中央銀行溝通可以作為貨幣政策工具嗎:基于中國數(shù)據(jù)的分析[J]. 國際金融研究(2):25-34.

王美今,王少林. 2013. 中國貨幣政策透明化的綜合效應(yīng)[J]. 中山大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)(3):190-201.

肖曼君,李穎. 2013. 貨幣政策透明度與通貨膨脹的關(guān)系研究：基于PVAR模型的實(shí)證檢驗[J]. 財經(jīng)理論與實(shí)踐(3):19-23.

徐亞平. 2006. 貨幣政策有效性與貨幣政策透明制度的興起[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(8):24-34.

張強(qiáng),胡榮尚. 2014. 中央銀行溝通對利率期限結(jié)構(gòu)的影響研究[J]. 國際金融研究(6):10-20.

BLINDER A S. 2001. How do central banks talk [R]. IMF Geneva Reports on the World Economy.

BLINDER A S. 2004. The quiet revolution: central banking goes modern [M]. New Haven:Yale University Press.

CANZONERI M B. 1985. Monetary policy games and the role of private information [J]. The American Economic Review, 75(5):1056-1070.

CECCHETTI S G, KRAUSE S. 2002. Central bank structure, policy efficiency, and macroeconomic performance: exploring empirical relationships [J]. Federal Reserve Bank of Saint Louis Review, 84(4):47-60.

CHORTAREAS G, STASAVAGE D, STERNE G. 2002. Does it pay to be transparent? International evidence form central bank forecasts [J]. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 84(4):99-118.

COGLEY T, SARGENT T J. 2001. Evolving post-World War II US inflation dynamics [J]. NBER Macroeconomics Annual, 16:331-373.

COGLEY T, SARGENT T J. 2005. Drifts and volatilities: monetary policies and outcomes in the post WWII US [J]. Review of Economic Dynamics, 8(2):262-302.

CUKIEEMAN A, MELTZER A H. 1986. A theory of ambiguity, credibility, and inflation under discretion and asymmetric information [J]. Econometrica, 54(5):1099-1128.

DENNIS R. 2006. The policy preferences of the US Federal Reserve [J]. Journal of Applied Econometrics, 21(1):55-77.

EIJFFINGER S C, GERAATS P. 2002. How transparent are central banks [R]. CEPR Discussion Paper, 3188.

EIJFFINGER S C, HOEBERICHTS M, SCHALING E. 2000. Why money talks and wealth whispers: monetary uncertainty and mystique [J]. Journal of Money, Credit and Banking, 32(2):218-235.

FAVERO C A, ROVELLI R. 2003. Macroeconomic stability and the preferences of the Fed: a formal analysis, 1961-98 [J]. Journal of Money, Credit, and Banking, 35(4):545-556.

GOODFRIEND M. 1986. Monetary mystique: secrecy and central banking [J]. Journal of Monetary Economics, 17(1):63-92.

HALDANE A, READ V. 2000. Monetary policy surprises and the yield curve [R]. SSRN Working Paper Series, 106.

HODRICK R J, PRESCOTT E C. 1997. Postwar U.S. business cycles: an empirical investigation [J]. Journal of Money Credit and Banking, 29(1):1-16.

JENSEN H. 2002. Optimal degrees of transparency in monetary policymaking [J]. Scandinavian Journal of Economics, 104(3):399-422.

KIA A, PATRON H. 2004. Market-based monetary policy transparency index, risk and volatility: the case of the United States [R]. Department of Economics, Carleton University.

LUCAS R E, Jr. 1975. An equilibrium model of the business cycle [J]. Journal of Political Economy, 83(6):1113-1144.

MISHKIN F S, POSEN A S. 1997. Inflation targeting: lessons from four countries [J]. Federal Reserve Bank of New York Economic Policy Review, 3(3):9-110.

NAKAJIMA J. 2011. Time-varying parameter VAR model with stochastic volatility: an overview of methodology and empirical applications [J]. Monetary and Economic Studies, 29:107-142.

OKUN A M. 1970. The political economy of prosperity [M]. Washington， D.C.:The Brookings Institution.

OZLALE U. 2003. Price stability vs. output stability: tales of federal reserve administrations [J]. Journal of Economic Dynamics and Control, 27(9):1595-1610.

PAPADAMOU S. 2013. Market anticipation of monetary policy actions and interest rate transmission to US treasury market rates [J]. Economic Modeling, 33:545-551.

PRIMICERI G E. 2005. Time varying structural vector auto regressions and monetary policy [J]. Review of Economic Studies, 72(3):821-852.

ROGOFF K. 1985. The optimal degree of commitment to an intermediate monetary target [J]. The Quarterly Journal of Economics, 100(4):1169-1189.

ROSA C. 2011. Words that shake traders: the stock market′s reaction to central bank communication in real time [J]. Journal of Empirical Finance, 18(5):915-934.

SIMS C A. 1980. Comparison of interwar and postwar business cycles: monetarism reconsidered [J]. American Economic Review, 70(2):250-257.

S?DERSTR?M U, S?DERLIND P, VREDIN A. 2002. Can a calibrated New-Keynesian model of monetary policy fit the facts [R]. Working Paper Series 140, Sveriges Riksbank.

STASAVAGE D. 2003. Transparency, democratic accountability, and the economic consequences of monetary institutions [J]. American Journal of Political Science, 47(3):389-402.

WOODFORD M. 2003. Interest and prices: foundations of a theory of monetary policy [M]. Princeton: Princeton University Press.