關(guān)禹 王雪標(biāo) 宇超逸

摘要：根據(jù)經(jīng)典的CKLS模型，將當(dāng)前的短期利率及其長(zhǎng)期均衡水平分別作為測(cè)度公眾對(duì)未來(lái)短期利率的短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的指標(biāo)，并通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法實(shí)證檢驗(yàn)兩個(gè)指標(biāo)的區(qū)制狀態(tài)變化。結(jié)果表明，面對(duì)漸進(jìn)型貨幣政策的預(yù)期引導(dǎo)，短期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化幅度明顯大于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)，說(shuō)明從響應(yīng)幅度的維度看，公眾的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期反應(yīng)更劇烈;在中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”以后，長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)對(duì)貨幣政策引導(dǎo)均表現(xiàn)出明顯的時(shí)滯性，短期預(yù)期指標(biāo)的響應(yīng)時(shí)間嚴(yán)重滯后于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)，說(shuō)明從響應(yīng)時(shí)間的維度看，公眾的長(zhǎng)期預(yù)期比短期預(yù)期反應(yīng)更及時(shí)。分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)國(guó)債收益率曲線(xiàn)的“極度平坦化”在很大程度上來(lái)源于短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期對(duì)貨幣政策引導(dǎo)的差異性響應(yīng)，因此公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異是影響貨幣政策有效性的重要因素。

關(guān)鍵詞：短期利率;長(zhǎng)期均衡;預(yù)期管理;公眾預(yù)期;貨幣政策;宏觀調(diào)控;國(guó)債收益率

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2019（03）-0072-11

一、研究背景

面對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”，傳統(tǒng)的數(shù)量型貨幣政策已漸顯乏力，而價(jià)格型調(diào)控機(jī)制尚不健全，使得貨幣政策的有效性大幅下降。在此背景下，預(yù)期管理逐漸受到中央銀行和學(xué)界的廣泛關(guān)注。一方面，中央銀行作為國(guó)家干預(yù)和調(diào)控國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要部門(mén)，其在公眾預(yù)期的形成過(guò)程中起主導(dǎo)作用;另一方面，中央銀行是否能夠引導(dǎo)公眾形成與貨幣政策目標(biāo)一致的預(yù)期，將直接影響貨幣政策的執(zhí)行效果。如果公眾普遍接受和認(rèn)同中央銀行的預(yù)期引導(dǎo)，就會(huì)傾向于采取與中央銀行調(diào)控目標(biāo)相一致的行動(dòng)，從而提高貨幣政策的執(zhí)行效率，起到“四兩撥千斤”的作用[1]。中國(guó)人民銀行在2015年第四季度的貨幣政策執(zhí)行報(bào)告中已經(jīng)明確提出，要“加強(qiáng)預(yù)期引導(dǎo)，強(qiáng)化價(jià)格型調(diào)節(jié)和傳導(dǎo)機(jī)制，疏通貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)渠道”。因此，中國(guó)在貨幣政策有效性下降的背景下更應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)預(yù)期管理的重視[2]。

預(yù)期管理的思想最早由西方學(xué)者提出，Eggertsson等[3]早在21世紀(jì)初就開(kāi)始主張預(yù)期管理的重要性，他們認(rèn)為預(yù)期管理是中央銀行在短期利率零下限約束下提高貨幣政策有效性的關(guān)鍵。Swanson等[4]則進(jìn)一步證實(shí)，即使當(dāng)前短期利率受到零下限約束，貨幣政策仍然可以通過(guò)管理公眾對(duì)未來(lái)短期利率的預(yù)期來(lái)影響中長(zhǎng)期利率，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。正是由于預(yù)期管理對(duì)提升貨幣政策有效性具有不可或缺的作用，美國(guó)、加拿大、日本和英國(guó)等國(guó)中央銀行在2008年金融危機(jī)后，紛紛使用前瞻性指引這一非常規(guī)貨幣政策進(jìn)行預(yù)期管理，促使公眾對(duì)未來(lái)短期利率的預(yù)期與央行目標(biāo)靠攏。然而，最近的一些研究表明，新凱恩斯模型夸大了宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)前瞻性指引的響應(yīng)，即前瞻性指引的實(shí)際效果可能并不像理論模型所反映的那樣大[5-6]。McKay等[7]則進(jìn)一步指出，前瞻性指引的效果對(duì)完全市場(chǎng)假設(shè)高度敏感，如果代理人面臨不可保收入風(fēng)險(xiǎn)（uninsurable income risk）和借貸約束，則預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄效應(yīng)會(huì)抑制他們對(duì)未來(lái)利率變化的反應(yīng)，因此前瞻性指引對(duì)刺激經(jīng)濟(jì)的效果將大大降低。由此可見(jiàn)，國(guó)外的相關(guān)前沿研究，在肯定預(yù)期管理的積極作用基礎(chǔ)上，已經(jīng)開(kāi)始關(guān)注預(yù)期管理的實(shí)際效果問(wèn)題。

中國(guó)的預(yù)期管理研究仍處于起步階段，相關(guān)研究大體可以分為兩類(lèi)。一類(lèi)是從理論上判斷中央銀行的預(yù)期管理是否能夠提高貨幣政策的有效性。例如，郭豫媚等[2]通過(guò)構(gòu)建一個(gè)包含預(yù)期誤差沖擊和預(yù)期管理的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，研究預(yù)期管理在貨幣政策有效性不足時(shí)的作用效果，結(jié)果表明預(yù)期管理能夠大幅減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和社會(huì)福利損失。隨后，郭豫媚等[8]又建立了一個(gè)包含央行公共信息、公眾私人信息和適應(yīng)性學(xué)習(xí)的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，研究央行溝通這一預(yù)期管理方式對(duì)適應(yīng)性學(xué)習(xí)和貨幣政策有效性的影響，結(jié)果表明，央行溝通能夠加快適應(yīng)性學(xué)習(xí)向理性預(yù)期均衡收斂的速度，從而降低福利損失并提高貨幣政策有效性。另一類(lèi)則是從實(shí)證的角度考察央行的預(yù)期管理能否有效引導(dǎo)公眾預(yù)期。例如，徐亞平等[9]以貨幣政策執(zhí)行報(bào)告信息溝通指數(shù)、央行談話(huà)信息溝通指數(shù)、經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期作為VAR模型的主要內(nèi)生變量進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策執(zhí)行報(bào)告相關(guān)信息的發(fā)布以及央行談話(huà)信息溝通對(duì)一般公眾與機(jī)構(gòu)的預(yù)期都能產(chǎn)生一定的影響;閆先東等[10]利用SVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)出缺口、傳統(tǒng)貨幣政策工具、央行信息披露行為等變量對(duì)公眾通脹預(yù)期的影響，結(jié)果表明央行信息披露行為可以對(duì)通脹預(yù)期產(chǎn)生顯著的影響，并且效果要優(yōu)于傳統(tǒng)的價(jià)格型以及數(shù)量型貨幣政策工具。

公眾預(yù)期的形成與貨幣政策的實(shí)施密切相關(guān)，因此中央銀行通過(guò)預(yù)期管理提高貨幣政策的有效性，關(guān)鍵在于貨幣政策能否有效引導(dǎo)公眾預(yù)期，但已有研究缺乏對(duì)貨幣政策預(yù)期引導(dǎo)的實(shí)際效果及其動(dòng)態(tài)特征的深入分析和探討。另外，相關(guān)研究更多的以通脹預(yù)期作為研究主體。Cole[11]的最新研究已經(jīng)指出，如果中央銀行實(shí)行以?xún)r(jià)格水平為目標(biāo)而不是以通貨膨脹為目標(biāo)的貨幣政策，即根據(jù)價(jià)格水平偏離目標(biāo)的程度對(duì)短期利率預(yù)期進(jìn)行前瞻性指引，則貨幣政策的有效性會(huì)顯著提高，這說(shuō)明以短期利率預(yù)期作為研究主體考察貨幣政策的預(yù)期引導(dǎo)效應(yīng)更具有現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義，也是對(duì)已有研究的有益補(bǔ)充。宏觀經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，家庭和企業(yè)的決策取決于未來(lái)短期利率的整個(gè)預(yù)期路徑，而不僅僅是短期利率的當(dāng)前水平。那么在未來(lái)短期利率的整個(gè)預(yù)期路徑中，必然包含短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期，而在以往的研究中卻較少對(duì)二者進(jìn)行區(qū)分。長(zhǎng)短期預(yù)期之間的差異性與公眾預(yù)期的異質(zhì)性具有本質(zhì)區(qū)別，其不是強(qiáng)調(diào)個(gè)體預(yù)期之間的差異，而是強(qiáng)調(diào)預(yù)期本身的結(jié)構(gòu)性差異，即公眾對(duì)一個(gè)月以后短期利率的預(yù)期與對(duì)一年或者三年以后短期利率的預(yù)期可能是不一致的，這種差異性也可能對(duì)貨幣政策的有效性造成影響。

鑒于此，本文嘗試在CKLS模型框架下給出短期利率的短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的度量指標(biāo)，并通過(guò)馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型實(shí)證檢驗(yàn)短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)區(qū)制狀態(tài)變化的差異性，進(jìn)而分析二者對(duì)漸進(jìn)型貨幣政策引導(dǎo)的不同響應(yīng)。需要指出，Chan等[12]構(gòu)建的CKLS模型因具有形式簡(jiǎn)單、對(duì)利率行為的解釋能力強(qiáng)、在不同的參數(shù)約束下可以涵蓋多個(gè)經(jīng)典短期利率模型等優(yōu)勢(shì)，而被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛關(guān)注與實(shí)證應(yīng)用[13-14]，故基于該模型推導(dǎo)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)具有充分的合理性。本文的主要?jiǎng)?chuàng)新有以下三點(diǎn)：第一，著重強(qiáng)調(diào)公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異，并在此基礎(chǔ)上實(shí)證檢驗(yàn)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化規(guī)律，從而客觀評(píng)價(jià)中國(guó)貨幣政策引導(dǎo)公眾預(yù)期的實(shí)際效果;第二，對(duì)比分析了中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”后，貨幣政策引導(dǎo)對(duì)短期利率預(yù)期影響效應(yīng)的新變化;第三，從公眾長(zhǎng)短期預(yù)期差異的視角，分析國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的成因，以此來(lái)說(shuō)明這種差異是影響貨幣政策有效性的重要因素。

二、研究方法

（一）基于CKLS模型的長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)

CKLS模型的具體形式如下：

可以看到，未來(lái)短期利率預(yù)期Et[r（s）]是當(dāng)前短期利率r（t）和長(zhǎng)期均衡水平θ的加權(quán)平均值，其影響權(quán)重是預(yù)期的時(shí)間間隔s-t的函數(shù)。當(dāng)預(yù)期的時(shí)間間隔較短時(shí)，短期利率預(yù)期受短期利率當(dāng)前值的影響較大，這說(shuō)明公眾預(yù)期具有后顧性特征，而且預(yù)期的時(shí)間間隔越短，公眾預(yù)期受當(dāng)前狀況的影響越大，其后顧性特征越明顯。反之，當(dāng)預(yù)期的時(shí)間間隔較大時(shí)，短期利率預(yù)期受短期利率長(zhǎng)期均衡水平的影響較大。由于短期利率只能?chē)@其長(zhǎng)期均衡水平上下波動(dòng)，因此長(zhǎng)期均衡水平可以在一定程度上反映短期利率的未來(lái)變動(dòng)方向，這說(shuō)明公眾預(yù)期還具有前瞻性特征，而且預(yù)期的時(shí)間間隔越長(zhǎng)，其前瞻性行為所占比重越大?？傮w上，公眾在形成預(yù)期時(shí)，會(huì)同時(shí)從當(dāng)前狀況和未來(lái)趨勢(shì)兩個(gè)方面進(jìn)行考慮，因此公眾預(yù)期既具有后顧性特征也具有前瞻性特征，而哪種特征表現(xiàn)得更為明顯，則取決于其所預(yù)期的時(shí)間間隔。特別地，當(dāng)預(yù)期的時(shí)間間隔足夠短或s→t時(shí)，短期利率預(yù)期幾乎完全是后顧性的，即

因此，當(dāng)前短期利率及其長(zhǎng)期均衡水平可以分別作為測(cè)度公眾對(duì)未來(lái)短期利率的短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的指標(biāo)，二者的差異可以反映公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異。

理論上，當(dāng)經(jīng)濟(jì)趨于一種穩(wěn)態(tài)時(shí)，短期利率將與其長(zhǎng)期均衡水平保持一致，此時(shí)有Et[r（s）]=θ=r（s），即公眾對(duì)未來(lái)短期利率會(huì)形成比較準(zhǔn)確的預(yù)期。但是，短期利率長(zhǎng)時(shí)間與其長(zhǎng)期均衡水平保持一致僅僅是一種理想狀態(tài)，從現(xiàn)實(shí)的角度看，短期利率在各種經(jīng)濟(jì)沖擊作用下只能?chē)@其長(zhǎng)期均衡水平上下波動(dòng)。即使短期利率有時(shí)也會(huì)接近或者等于其長(zhǎng)期均衡水平，但這種情況是暫時(shí)的、偶然的，因此公眾的理性預(yù)期與未來(lái)短期利率的實(shí)現(xiàn)值存在偏差應(yīng)該是大概率事件。

（二）計(jì)量方法

在傳統(tǒng)的CKLS模型中，短期利率是動(dòng)態(tài)變化的，但長(zhǎng)期均衡水平卻是常數(shù)，并不具有時(shí)變性，這使得人們無(wú)法直接在該模型框架下比較二者變動(dòng)的差異。因此，本文參考Garcia等[15]的研究方法，應(yīng)用均值和方差具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的均值調(diào)整形式的AR（2）模型，來(lái)識(shí)別短期利率的區(qū)制狀態(tài)變化。同時(shí)，在CKLS模型中也引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制，用以考察長(zhǎng)期均衡水平的區(qū)制狀態(tài)變化過(guò)程。結(jié)合上文的分析，二者區(qū)制狀態(tài)變化的差異能夠在一定程度上反映公眾長(zhǎng)短期預(yù)期變動(dòng)的差異性。

1.馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的CKLS模型

本文通過(guò)在CKLS模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制來(lái)識(shí)別短期利率的長(zhǎng)期均衡水平的區(qū)制狀態(tài)變化劉金全等[16]對(duì)引入馬爾科夫區(qū)制的CKLS模型進(jìn)行過(guò)詳盡論述。。模型在離散時(shí)間下具有如下形式：

由于θSt在兩種不同的區(qū)制狀態(tài)下具有不同的數(shù)值，因此根據(jù)θ0和θ1的大小可以將兩個(gè)區(qū)制狀態(tài)劃分為長(zhǎng)期均衡水平的高水平區(qū)制和低水平區(qū)制。同時(shí)，根據(jù)上文的論述可知，短期利率的長(zhǎng)期均衡水平可以作為其長(zhǎng)期預(yù)期的度量指標(biāo)，因此本文將通過(guò)該計(jì)量模型實(shí)證考察公眾對(duì)未來(lái)短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期的區(qū)制狀態(tài)變化過(guò)程。

2.馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的AR（2）模型

按照Garcia等[15]的研究方法，均值和方差具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的均值調(diào)整形式的AR（2）模型具有如下形式：

為了與上述CKLS模型中兩個(gè)區(qū)制狀態(tài)相對(duì)應(yīng)，本文假設(shè)AR（2）模型中的不可觀測(cè)區(qū)制變量St也具有兩個(gè)狀態(tài)，并且在第一個(gè)區(qū)制狀態(tài)下St=0，在第二個(gè)區(qū)制狀態(tài)下St=1，則參數(shù)μSt和σSt的取值依賴(lài)于不可觀測(cè)區(qū)制變量St所處的狀態(tài)，即

在這個(gè)模型中，均值μSt在兩個(gè)不同的區(qū)制狀態(tài)下具有不同的數(shù)值μ0和μ1。由于其可以反映當(dāng)前短期利率的整體水平，因此通過(guò)μ0和μ1的相對(duì)大小可以將兩個(gè)區(qū)制狀態(tài)劃分為當(dāng)前短期利率的低水平區(qū)制和高水平區(qū)制。又由于當(dāng)前的短期利率可以作為短期利率的短期預(yù)期的度量指標(biāo)，因此通過(guò)該計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果，可以考察公眾對(duì)未來(lái)短期利率的短期預(yù)期的區(qū)制狀態(tài)變化過(guò)程。

3.模型的非線(xiàn)性特征檢驗(yàn)

由于引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制的模型比原模型更具一般性，即原模型相當(dāng)于在馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型中增加了約束條件，因此本文根據(jù)似然比檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)的基本思想，通過(guò)檢驗(yàn)原模型約束條件的有效性，判斷在AR（2）模型和CKLS模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制的合理性。其中，檢驗(yàn)AR（2）模型的原假設(shè)為：

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明及其平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取中國(guó)銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)的7日同業(yè)拆借利率（IBO007）作為短期利率的代理變量進(jìn)行實(shí)證研究。樣本區(qū)間為2009年6月至2016年5月，頻率為月度，數(shù)據(jù)來(lái)自Wind咨詢(xún)數(shù)據(jù)庫(kù)。之所以沒(méi)有選擇上海銀行間同業(yè)拆借利率（Shibor），其原因在于Shibor是根據(jù)信用等級(jí)較高的銀行組成報(bào)價(jià)團(tuán)自主報(bào)出的人民幣同業(yè)拆出利率計(jì)算確定的，而IBO是中國(guó)人民銀行批準(zhǔn)進(jìn)入全國(guó)銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)的所有金融機(jī)構(gòu)之間切實(shí)成交出來(lái)的，因此本文認(rèn)為IBO比Shibor更能全面和準(zhǔn)確地反映貨幣市場(chǎng)整體的供求狀況以及短期利率的變化過(guò)程。

本文采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)上述樣本時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其中，確定滯后階數(shù)的準(zhǔn)則是Eviews 8.0默認(rèn)的SIC準(zhǔn)則，最大滯后期是12期，且選取包含截距項(xiàng)和不包含趨勢(shì)項(xiàng)的方程形式。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，樣本時(shí)間序列在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，即樣本時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

（二）模型的估計(jì)結(jié)果

本文采用極大似然估計(jì)方法并通過(guò)GAUSS軟件編程對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，其中馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的極大似然函數(shù)由Hamilton濾波方法得到，并運(yùn)用Kim平滑濾波方法獲得區(qū)制的平滑概率。

線(xiàn)性的AR（2）模型和馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的AR（2）模型的估計(jì)結(jié)果以及相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表1。線(xiàn)性模型中除2以外的參數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都顯著不等于零，而在模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制后，雖然參數(shù)個(gè)數(shù)增加了一倍，但除2以外的參數(shù)依然在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。在馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的AR（2）模型中1+2趨近于零，這與Garcia等[15]的實(shí)證結(jié)果一致。從對(duì)數(shù)似然函數(shù)極大值以及AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則的結(jié)果看，馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的AR（2）模型對(duì)樣本的擬合效果更好，并且不存在過(guò)度擬合情況，這在一定程度上表明，在AR（2）模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制是合理的。

線(xiàn)性的CKLS模型和馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的CKLS模型的估計(jì)結(jié)果以及相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表2。線(xiàn)性模型的所有參數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都顯著不等于零，而在模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制后，雖然參數(shù)個(gè)數(shù)增加到線(xiàn)性模型的2.5倍，但除γ1以外的參數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的。從對(duì)數(shù)似然函數(shù)極大值以及AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則的結(jié)果看，馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的CKLS模型對(duì)樣本的擬合效果更好，并且不存在過(guò)度擬合情況，這在一定程度上表明，在CKLS模型中引入馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制是合理的。

表1和表2還給出了似然比統(tǒng)計(jì)量和Wald統(tǒng)計(jì)量，來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)AR（2）和CKLS模型是否具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移特征。表中檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的相應(yīng)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下兩種線(xiàn)性模型的約束條件均不成立，即相關(guān)參數(shù)在不同區(qū)制狀態(tài)下具有顯著差異。

（三）短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化特征

在馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的AR（2）模型中，參數(shù)μ在區(qū)制狀態(tài)0時(shí)較小（μ0=2.3418），在區(qū)制狀態(tài)1時(shí)較大（μ1=4.2707），表明當(dāng)前的短期利率從區(qū)制0進(jìn)入?yún)^(qū)制1時(shí)產(chǎn)生了明顯的結(jié)構(gòu)性上移。由于當(dāng)前短期利率可以作為測(cè)度短期利率的短期預(yù)期的指標(biāo)，因此將區(qū)制狀態(tài)0定義為短期預(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，將區(qū)制狀態(tài)1定義為短期預(yù)期指標(biāo)的“高水平期”。兩個(gè)區(qū)制狀態(tài)的平滑概率變化過(guò)程如圖1所示，2009年8月至2010年6月為短期預(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，2010年7月至2015年3月為短期預(yù)期指標(biāo)的“高水平期”，2015年4月至2016年5月又變?yōu)槎唐陬A(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，并且短期預(yù)期指標(biāo)處于“低水平期”的平均持續(xù)時(shí)間為34.2個(gè)月，處于“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間為35.2個(gè)月，短期預(yù)期指標(biāo)處于“低水平期”的平均持續(xù)時(shí)間稍短于其處于“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間。

另外，在CKLS模型中，參數(shù)θ在區(qū)制0時(shí)較?。é?=3.1160），在區(qū)制1時(shí)較大（θ1=4.2580），表明短期利率的長(zhǎng)期均衡水平從區(qū)制0進(jìn)入?yún)^(qū)制1時(shí)產(chǎn)生了向上變動(dòng)。由于長(zhǎng)期均衡水平可以作為測(cè)度短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期的指標(biāo)，因此將區(qū)制狀態(tài)0定義為長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，將區(qū)制狀態(tài)1定義為長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的“高水平期”。兩個(gè)區(qū)制狀態(tài)的平滑概率變化過(guò)程如圖2所示，2009年7月至2010年5月為長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，2010年6月至2013年6月為長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的“高水平期”，2013年7月至2016年5月又變?yōu)殚L(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的“低水平期”，并且“低水平期”的平均持續(xù)時(shí)間為38個(gè)月，“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間為20.2個(gè)月，長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)處于“低水平期”的平均時(shí)間明顯長(zhǎng)于其處于“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間，這與短期預(yù)期指標(biāo)的相關(guān)結(jié)果具有顯著差異。

進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)處于“低水平期”的平均持續(xù)時(shí)間比短期預(yù)期指標(biāo)處于“低水平期”的平均持續(xù)時(shí)間稍長(zhǎng)，而長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)處于“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間比短期預(yù)期指標(biāo)處于“高水平期”的平均持續(xù)時(shí)間更短。這意味著，當(dāng)處于“低水平期”時(shí)，公眾的長(zhǎng)期預(yù)期比短期預(yù)期更難被改變，而當(dāng)處于“高水平期”時(shí)，公眾的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期更難被改變。轉(zhuǎn)移矩陣的估計(jì)結(jié)果也可以說(shuō)明這一點(diǎn)，即如果是從“低水平期”轉(zhuǎn)為“高水平期”，則長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的轉(zhuǎn)移概率（0.0263）小于短期預(yù)期指標(biāo)的轉(zhuǎn)移概率（0.0292），反之如果是從“高水平期”轉(zhuǎn)為“低水平期”，則短期預(yù)期指標(biāo)的轉(zhuǎn)移概率（0.0284）小于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的轉(zhuǎn)移概率（0.0494）。另外，μ1-μ0=1.9289和θ1-θ0=1.1420表明，如果發(fā)生區(qū)制狀態(tài)變化，則短期預(yù)期指標(biāo)的變動(dòng)幅度顯著大于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的變動(dòng)幅度，因此通常意義上所說(shuō)的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期更敏感，只體現(xiàn)在變動(dòng)幅度上。

四、貨幣政策對(duì)公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的引導(dǎo)效應(yīng)

（一）中國(guó)貨幣政策的漸進(jìn)型調(diào)控與預(yù)期引導(dǎo)

利率政策工具一直以來(lái)都是中國(guó)人民銀行實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)的主要手段，因此存貸款基準(zhǔn)利率的調(diào)整可以作為中國(guó)貨幣政策變動(dòng)的重要信號(hào)。2008年9月至2017年12月中國(guó)存貸款基準(zhǔn)利率的變動(dòng)情況見(jiàn)表3?？梢钥吹?，在2008年美國(guó)次貸危機(jī)以后，中國(guó)人民銀行為刺激總需求、防止經(jīng)濟(jì)全面下滑，先后于2008年9月6日、2008年10月9日、2008年10月30日、2008年11月27日、2008年12月23日4次下調(diào)存款基準(zhǔn)利率和5次下調(diào)貸款基準(zhǔn)利率;然而，在4萬(wàn)億財(cái)政刺激計(jì)劃的聯(lián)合作用下，過(guò)大的貨幣投放量引發(fā)了物價(jià)指數(shù)和資產(chǎn)價(jià)格的過(guò)快上漲，通貨膨脹壓力凸顯，在此背景下中國(guó)人民銀行分別于2010年10月20日、2010年12月26日、2011年2月9日、2011年4月6日、2011年7月7日5次上調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率;接下來(lái)，隨著貨幣政策的日益趨緊，貨幣供應(yīng)不足的問(wèn)題又開(kāi)始顯現(xiàn)，尤其是2013年金融市場(chǎng)的“錢(qián)荒”事件進(jìn)一步說(shuō)明了貨幣供給的緊張，因此中國(guó)人民銀行先后于2012年6月8日、2012年7月6日、2014年11月22日、2015年3月1日、2015年5月11日、2015年6月28日、2015年8月26日、2015年10月24日8次下調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率。上述事實(shí)說(shuō)明，一方面中國(guó)貨幣政策目前主要采取相機(jī)抉擇方式并更加偏重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，從而呈現(xiàn)出了明顯的周期性特征;另一方面，根據(jù)經(jīng)濟(jì)基本面變化預(yù)調(diào)微調(diào)的漸進(jìn)型調(diào)控方式，已經(jīng)成為中國(guó)人民銀行進(jìn)行貨幣政策調(diào)控的主流范式。

作為利率平滑機(jī)制在中國(guó)的具體應(yīng)用，央行的這種漸進(jìn)型利率調(diào)控方式，不僅能夠在保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上引導(dǎo)宏觀經(jīng)濟(jì)收斂到均衡狀態(tài)，還有助于公眾即使面對(duì)復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)也可以形成對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的準(zhǔn)確預(yù)期。徐亞平[1]指出，商品市場(chǎng)、金融市場(chǎng)和勞動(dòng)力市場(chǎng)上的參與者是有遠(yuǎn)見(jiàn)的，只要中央銀行建立起了平滑操作的形象，市場(chǎng)參與者會(huì)逐漸接受和信任這種操作方式，并且增強(qiáng)對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和經(jīng)濟(jì)政策的前瞻性能力。此后，中央銀行只需將基準(zhǔn)利率做微幅調(diào)整，就能將貨幣政策信號(hào)準(zhǔn)確地傳達(dá)給市場(chǎng)，從而引導(dǎo)公眾預(yù)期向政策目標(biāo)靠攏。可見(jiàn)，漸進(jìn)型利率政策是中國(guó)人民銀行保持貨幣政策連續(xù)性和穩(wěn)定性的具體體現(xiàn)，有助于樹(shù)立央行的可信性和權(quán)威性，并且提高貨幣政策預(yù)期引導(dǎo)的效果。

（二）長(zhǎng)短期預(yù)期響應(yīng)的差異性

既然中國(guó)利率政策的漸進(jìn)型調(diào)控可以起到預(yù)期引導(dǎo)的功能，那么公眾對(duì)未來(lái)短期利率的預(yù)期是否會(huì)受其影響？如果存在影響，短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的響應(yīng)又是否存在差異？為了回答以上兩個(gè)問(wèn)題，本文嘗試考察在中國(guó)人民銀行的漸進(jìn)型貨幣政策引導(dǎo)下，短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)是否發(fā)生了區(qū)制狀態(tài)變化，以及二者的這種區(qū)制狀態(tài)變化是否存在差異，以說(shuō)明貨幣政策的預(yù)期引導(dǎo)效應(yīng)以及公眾對(duì)未來(lái)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期之間的差異性。根據(jù)馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移機(jī)制的基本思想，本文設(shè)計(jì)這種研究方法的內(nèi)在邏輯是，雖然中央銀行的漸進(jìn)降息或者加息操作對(duì)公眾預(yù)期的影響是連續(xù)的，但是若要改變公眾預(yù)期的區(qū)制狀態(tài)則必須達(dá)到特定條件。或者說(shuō)，貨幣政策操作初期的引導(dǎo)效應(yīng)可能并不會(huì)使公眾預(yù)期發(fā)生區(qū)制狀態(tài)變化，只有在這種漸進(jìn)型操作累積到一定程度以后，公眾預(yù)期的區(qū)制狀態(tài)才會(huì)改變，這在一定程度上可以理解為從“量變”到“質(zhì)變”的過(guò)程。

首先，短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)和短期預(yù)期指標(biāo)，在樣本期內(nèi)均經(jīng)歷了從“低水平期”到“高水平期”再到“低水平期”的區(qū)制轉(zhuǎn)換過(guò)程，這與貨幣政策周期的變化特征相吻合，因此能夠在一定程度上說(shuō)明，面對(duì)貨幣政策的預(yù)期引導(dǎo)，公眾預(yù)期可以做出相適合的響應(yīng)。

其次，央行的基準(zhǔn)利率調(diào)控方向在2010年10月發(fā)生轉(zhuǎn)變，由連續(xù)下調(diào)轉(zhuǎn)為連續(xù)上調(diào)，因此短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)分別在2010年7月和2010年6月從“低水平期”轉(zhuǎn)為“高水平期”。這反映出公眾對(duì)央行的這次貨幣政策轉(zhuǎn)向具有一定的前瞻性，并且從某種意義上證明了，公眾能夠通過(guò)信息收集和自我學(xué)習(xí)不斷糾正錯(cuò)誤，最終形成與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)相一致的理性預(yù)期。而且，公眾的短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期對(duì)于這次貨幣政策轉(zhuǎn)向的響應(yīng)幾乎是同步的，即在響應(yīng)時(shí)間上并沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的差異性。央行基準(zhǔn)利率調(diào)控方向在樣本期內(nèi)的再一次轉(zhuǎn)向發(fā)生在2012年6月，由連續(xù)上調(diào)轉(zhuǎn)為連續(xù)下調(diào)，因此短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)分別在2015年4月和2013年7月從“低水平期”轉(zhuǎn)為“高水平期”?？梢钥吹?，這次公眾預(yù)期的響應(yīng)與上一次發(fā)生貨幣政策轉(zhuǎn)換時(shí)相比存在顯著不同，即公眾對(duì)未來(lái)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期均沒(méi)有做出及時(shí)的響應(yīng)，表現(xiàn)出了明顯的時(shí)滯性。本文認(rèn)為短期利率預(yù)期在兩個(gè)政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)的差異性響應(yīng)可能緣于三方面原因：一是貨幣政策對(duì)公眾預(yù)期的影響效應(yīng)存在非對(duì)稱(chēng)性，即緊縮性貨幣政策對(duì)公眾預(yù)期的影響效應(yīng)較強(qiáng)，而擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)公眾預(yù)期的影響效應(yīng)較弱，因此與擴(kuò)張性貨幣政策沖擊相比，公眾預(yù)期對(duì)緊縮性貨幣政策沖擊更敏感;二是在經(jīng)濟(jì)危機(jī)后，公眾對(duì)央行通過(guò)擴(kuò)張性貨幣政策刺激經(jīng)濟(jì)以及通過(guò)緊縮性貨幣政策抑制通貨膨脹的預(yù)期比較明確，因此在第一個(gè)政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)，公眾對(duì)未來(lái)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期均做出了及時(shí)而準(zhǔn)確的響應(yīng)，然而隨著全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入深刻的再平衡調(diào)整期，國(guó)際上不穩(wěn)定因素開(kāi)始增多，在溢出效應(yīng)作用下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動(dòng)力不足的問(wèn)題開(kāi)始顯現(xiàn)，對(duì)投資和債務(wù)的依賴(lài)不斷上升，經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域的潛在風(fēng)險(xiǎn)日漸突出，這些問(wèn)題很大程度上增加了未來(lái)經(jīng)濟(jì)走勢(shì)的不確定性，導(dǎo)致公眾在第二個(gè)政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)難以在短時(shí)間內(nèi)形成與未來(lái)經(jīng)濟(jì)走勢(shì)一致的精準(zhǔn)預(yù)期;三是在貨幣政策的第二個(gè)轉(zhuǎn)換點(diǎn)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)步入“新常態(tài)”，結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程中經(jīng)濟(jì)下行壓力逐漸加大，并伴隨一定的風(fēng)險(xiǎn)暴露，同時(shí)全社會(huì)債務(wù)水平不斷上升，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性矛盾突出，促使央行的貨幣政策要同時(shí)面對(duì)穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革、惠民生和防風(fēng)險(xiǎn)等多重目標(biāo)的要求，因此央行的貨幣政策操作日趨復(fù)雜多變，而公眾因貨幣政策目標(biāo)的多重性不能及時(shí)準(zhǔn)確地理解央行的行為，難以在短時(shí)間內(nèi)形成與政策目標(biāo)相一致的預(yù)期。

最后，短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)在貨幣政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)的區(qū)制變化幅度存在顯著差異，短期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化幅度為1.9289，而長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化幅度為1.1420，即短期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化幅度明顯大于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)。這與一般的經(jīng)驗(yàn)直覺(jué)一致，即公眾的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期對(duì)政策或者經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化更敏感，因此與長(zhǎng)期預(yù)期相比，公眾的短期預(yù)期在政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)的反應(yīng)更劇烈。同時(shí)，在第二個(gè)貨幣政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)，短期預(yù)期的時(shí)滯期大約為34個(gè)月，而長(zhǎng)期預(yù)期的時(shí)滯期大約為13個(gè)月，短期預(yù)期的響應(yīng)時(shí)間嚴(yán)重滯后于長(zhǎng)期預(yù)期，這說(shuō)明長(zhǎng)期預(yù)期比短期預(yù)期的響應(yīng)更及時(shí)。本文認(rèn)為，公眾預(yù)期面對(duì)貨幣政策引導(dǎo)的響應(yīng)差異性應(yīng)該包含兩個(gè)維度：響應(yīng)幅度和響應(yīng)時(shí)間。實(shí)證結(jié)果表明，從響應(yīng)幅度上看，公眾的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期響應(yīng)得更劇烈，而從響應(yīng)時(shí)間上看，公眾的長(zhǎng)期預(yù)期比短期預(yù)期響應(yīng)得更及時(shí)。

（三）國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”

1.國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”反映貨幣政策有效性的下降

所謂國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”是指國(guó)債市場(chǎng)上期限利差異?？s窄的現(xiàn)象。據(jù)公開(kāi)數(shù)據(jù)顯示，自2003年以來(lái)，中國(guó)的國(guó)債收益率曲線(xiàn)曾6次出現(xiàn)“極度平坦化”，其中最近的一次發(fā)生在2017年6月，距上一次發(fā)生僅相隔兩年來(lái)源于網(wǎng)易財(cái)經(jīng)http：∥money.163.com/17/0612/11/CMNOHMJE002580S6.html。。例如，在央行連續(xù)上調(diào)逆回購(gòu)利率、MLF利率和SLF利率等“非典型性”加息政策的作用下，隨著貨幣市場(chǎng)利率在2017年初的全面上揚(yáng)，短期國(guó)債利率開(kāi)始大幅走高，而長(zhǎng)期國(guó)債利率則相對(duì)穩(wěn)定，導(dǎo)致長(zhǎng)短期國(guó)債的利率差不斷收窄，國(guó)債收益率曲線(xiàn)呈現(xiàn)加速“平坦化”的特征。宏觀經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，長(zhǎng)期利率比短期利率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資和消費(fèi)的影響作用更大，這意味著貨幣政策對(duì)短期利率的調(diào)控能否有效帶動(dòng)中長(zhǎng)期利率變動(dòng)，將直接影響利率傳導(dǎo)渠道的作用效果。由于國(guó)債收益率曲線(xiàn)是市場(chǎng)中長(zhǎng)期利率的重要定價(jià)基準(zhǔn)，因此近期國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的頻繁發(fā)生，能夠在一定程度上反映貨幣政策有效性的下降。

2.公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異是導(dǎo)致國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的重要原因

利率期限結(jié)構(gòu)的預(yù)期理論認(rèn)為，長(zhǎng)期利率等于未來(lái)短期利率預(yù)期的平均值加上時(shí)變的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，即

可見(jiàn)，公眾對(duì)未來(lái)短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期的差異是決定期限利差的重要因素。當(dāng)公眾預(yù)期的未來(lái)短期利率的走勢(shì)向下傾斜，即Et（y（1）t+i）-Et（y（1）t）<0，長(zhǎng)期預(yù)期小于短期預(yù)期時(shí)，就有可能出現(xiàn)收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”甚至長(zhǎng)短期利差倒掛現(xiàn)象。根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，該現(xiàn)象的產(chǎn)生存在兩種方式：一是長(zhǎng)短期預(yù)期同步上升，但是短期預(yù)期上升的幅度大于長(zhǎng)期預(yù)期（第一個(gè)政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)）;二是長(zhǎng)期預(yù)期先于短期預(yù)期下降（第二個(gè)政策轉(zhuǎn)換點(diǎn)）。因此，短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期對(duì)貨幣政策引導(dǎo)的差異性響應(yīng)是導(dǎo)致國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的重要原因。

五、結(jié)論與政策建議

本文采用隨機(jī)分析方法對(duì)CKLS模型進(jìn)行數(shù)理推導(dǎo)后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前的短期利率及其長(zhǎng)期均衡水平可以分別作為測(cè)度公眾對(duì)未來(lái)短期利率的短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的指標(biāo)。因此，本文通過(guò)馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型實(shí)證檢驗(yàn)了短期預(yù)期指標(biāo)和長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)區(qū)制狀態(tài)變化的差異性，進(jìn)而分析二者對(duì)貨幣政策引導(dǎo)的不同響應(yīng)。結(jié)果表明，面對(duì)貨幣政策的預(yù)期引導(dǎo)，短期預(yù)期指標(biāo)的區(qū)制變化幅度明顯大于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)，說(shuō)明從響應(yīng)幅度的維度看，公眾的短期預(yù)期比長(zhǎng)期預(yù)期反應(yīng)得更劇烈。另外，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”以后，長(zhǎng)短期預(yù)期指標(biāo)對(duì)貨幣政策引導(dǎo)均表現(xiàn)出了明顯的時(shí)滯性，而且短期預(yù)期指標(biāo)的響應(yīng)時(shí)間嚴(yán)重滯后于長(zhǎng)期預(yù)期指標(biāo)，說(shuō)明從響應(yīng)時(shí)間的維度看，公眾的長(zhǎng)期預(yù)期比短期預(yù)期反應(yīng)得更及時(shí)。本文還發(fā)現(xiàn)，近期國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的頻繁發(fā)生能夠在一定程度上反映貨幣政策有效性的下降，而短期利率的長(zhǎng)短期預(yù)期對(duì)貨幣政策的差異性響應(yīng)則是導(dǎo)致國(guó)債收益率曲線(xiàn)“極度平坦化”的重要原因。這說(shuō)明，正是公眾長(zhǎng)短期預(yù)期差異的存在，致使當(dāng)前貨幣政策對(duì)短期利率的預(yù)期管理并未達(dá)到提高貨幣政策有效性的目標(biāo)，因此公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異是影響貨幣政策有效性的重要因素。

基于上述結(jié)論可以得到如下啟示：首先，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”以后，貨幣政策要同時(shí)面對(duì)穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革、去杠桿和防風(fēng)險(xiǎn)等多重目標(biāo)，貨幣政策目標(biāo)的多重性致使公眾更加難以理解央行行為，加之國(guó)際經(jīng)濟(jì)政治領(lǐng)域日益增多的不確定不穩(wěn)定因素，以及貨幣政策在引導(dǎo)公眾預(yù)期時(shí)可能存在的非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)，這些都會(huì)顯著增加央行預(yù)期管理的難度，從而降低貨幣政策預(yù)期引導(dǎo)的實(shí)際效果。其次，公眾長(zhǎng)短期預(yù)期的差異是影響貨幣政策有效性的重要因素，忽視這種差異性會(huì)嚴(yán)重削弱預(yù)期管理對(duì)提高貨幣政策有效性的積極作用，甚至有可能產(chǎn)生相反效果。因此，建議中國(guó)人民銀行在以后的預(yù)期管理工作中不僅要進(jìn)一步豐富信息溝通渠道，加強(qiáng)相關(guān)的制度建設(shè)，提高貨幣政策的透明度和可信度，從而改善貨幣政策對(duì)公眾預(yù)期引導(dǎo)的實(shí)際效果，同時(shí)還要兼顧公眾短期預(yù)期和長(zhǎng)期預(yù)期的差異性，并根據(jù)政策目標(biāo)的要求適時(shí)調(diào)整引導(dǎo)的角度，保證公眾的長(zhǎng)短期預(yù)期能夠按照政策目標(biāo)的要求合理變化。

參考文獻(xiàn)：

[1]?徐亞平. 公眾學(xué)習(xí)預(yù)期引導(dǎo)與貨幣政策的有效性 [J]. 金融研究， 2009（1）： 50-65.

[2]?郭豫媚， 陳偉澤， 陳彥斌. 中國(guó)貨幣政策有效性下降與預(yù)期管理研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2016（1）： 28-41.

[3]?Eggertsson G B， Woodford M. The zero bound on interest rates and optimal monetary policy [J]. Brookings Papers on Economic Activity， 2003， 2003（1）： 139-211.

[4]?Swanson E T， Williams J C. Measuring the effect of the zero lower bound on medium-and longer-term interest rates [J]. American Economic Review， 2014， 104 （10）： 3154-3185.

[5]?Del Negro M， Giannoni M， Patterson C. The forward guidance puzzle [J]. Federal Reserve Bank of New York Working Paper， 2013.

[6]?Carlstrom C T， Fuerst T S， Paustian M. Inflation and output in new Keynesian models with a transient interest rate peg [J]. Journal of Monetary Economics， 2015， 76（11）： 230-243.

[7]?McKay A， Nakamura E， Steinsson J. The power of forward guidance revisited [J]. American Economic Review， 2016， 106（10）： 3133-3158.

[8]?郭豫媚， 周璇. 央行溝通、適應(yīng)性學(xué)習(xí)和貨幣政策有效性 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2018（4）： 77-91.

[9]?徐亞平， 宋楊. 我國(guó)貨幣政策可信度的理論分析及基于預(yù)期引導(dǎo)效應(yīng)的實(shí)證研究 [J]. 上海經(jīng)濟(jì)研究， 2017（7）： 20-30.

[10]閆先東， 高文博. 中央銀行信息披露與通貨膨脹預(yù)期管理——我國(guó)央行信息披露指數(shù)的構(gòu)建與實(shí)證檢驗(yàn) [J]. 金融研究， 2017（8）： 35-49.

[11]Cole S J. The effectiveness of central bank forward guidance under inflation and price-level targeting [J]. Journal of Macroeconomics， 2018， 55（3）： 146-161.

[12]Chan K C， Karolyi G A， Longstaff F A， et al. An empirical comparison of alternative models of the short-term interest rate [J]. Journal of Finance， 1992， 47（3）： 1209-1227.

[13]Das S R. The surprise element： Jumps in interest rates [J]. Journal of Econometrics， 2002， 106（1）： 27-65.

[14]鄭挺國(guó)， 劉金全. 隨機(jī)波動(dòng)和跳躍下的短期利率動(dòng)態(tài) [J]. 系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐， 2012（11）： 2372-2380.

[15]Garcia R， Perron P. An analysis of real interest under regime shift [J]. Review of Economics and Statistics， 1996， 78（1）： 111-125.

[16]劉金全， 鄭挺國(guó). 利率期限結(jié)構(gòu)的Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型與實(shí)證分析 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2006 （11）： 82-91.

[本刊相關(guān)文獻(xiàn)鏈接]

[1]?肖浩然， 吳福象. 家庭部門(mén)去杠桿政策的比較分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2019（1）： 76-88.

[2]?何玉潔， 趙勝民. 房地產(chǎn)審慎監(jiān)管的有效性及與貨幣政策協(xié)調(diào)性分析——基于中國(guó)2002—2017年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2019（1）： 101-111.

[3]?華昱. 預(yù)期沖擊、房地產(chǎn)部門(mén)波動(dòng)與貨幣政策 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（2）： 48-56.

[4]?郭娜， 章倩， 周揚(yáng). 房?jī)r(jià)“粘性”、系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——基于內(nèi)生化系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的DSGE模型 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（6）： 7-16.

[5]?李言， 毛豐付. 貨幣政策應(yīng)該對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出反應(yīng)嗎——基于中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)衰退情境的模擬分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（5）： 30-38.

[6]?劉金全， 陳德凱. 我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與貨幣政策調(diào)控模式研究——基于政策不確定性視角的實(shí)證分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（4）： 51-57.

[7]?尹雷， 楊源源. 中國(guó)貨幣政策調(diào)控效率與政策工具最優(yōu)選擇——基于DSGE模型的分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（4）： 19-28.

[8]?韓雍， 劉生福. 利率市場(chǎng)化背景下的貨幣政策調(diào)控模式選擇——基于一般均衡方法的理論推演與實(shí)證檢驗(yàn) [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（1）： 75-87.

[9]?李成， 張琦， 郭哲宇. 中國(guó)存貸款利率制度對(duì)貨幣政策效率的影響——基于商業(yè)銀行流動(dòng)性與產(chǎn)品定價(jià)視角的分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2013（6）： 43-51.

[10]譚小芬， 張明， 孫晶晶. 中國(guó)實(shí)際利率對(duì)家庭儲(chǔ)蓄行為影響的實(shí)證分析 [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2013（3）： 11-22.