貨幣政策透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響研究,宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

貨幣政策透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響研究,宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)論文內(nèi)容摘要:通過(guò)理論推導(dǎo),論證貨幣政策透明度對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響,并運(yùn)用TVP-SVVAR模型對(duì)我們國(guó)家貨幣政策透明度與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).結(jié)果表示清楚:貨幣政策透明度有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng),提升貨幣政策效果;短期來(lái)看,透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)抑制作用較為明顯,但是中長(zhǎng)期來(lái)看,這種抑制作用會(huì)逐步減弱.為了進(jìn)一步發(fā)揮貨幣政策透明度在政策執(zhí)行中的效果,銀行應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)與公眾的溝通和溝通,不斷提升政策透明度的水平.本文關(guān)鍵詞語(yǔ):貨幣政策透明度;政策有效性;TVP-SV-VAR模型;自從新西蘭央行于1989年開(kāi)場(chǎng)實(shí)行通貨膨脹目的制以來(lái),加拿大、英國(guó)、瑞士、瑞典、以色列、日本等國(guó)央行開(kāi)場(chǎng)效仿這一制度.貨幣政策目的、貨幣政策操作、貨幣政策流程逐步進(jìn)入公眾視野,各國(guó)央行變得越來(lái)越開(kāi)放和透明.貨幣當(dāng)局通過(guò)加強(qiáng)與公眾的溝通和溝通,引導(dǎo)和穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期,以提升貨幣政策效果.對(duì)于我們國(guó)家而言,20世紀(jì)90年代后期,開(kāi)場(chǎng)逐步提升政策透明度水平,2002年參加國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)頒布通用系統(tǒng)(GDDS)后,信息披露和透明度建設(shè)更是不斷加快.2021年,我們國(guó)家又參加國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)披露特殊標(biāo)準(zhǔn)(SDDS),標(biāo)志著我們國(guó)家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如今哪些方面?它對(duì)物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這兩大主要的貨幣政策目的有哪些影響?回答這些問(wèn)題不僅有助于理解各國(guó)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)回首關(guān)于貨幣政策透明度政策效應(yīng)的文獻(xiàn)有很多,根據(jù)研究對(duì)象的不同,主要分為:第一,對(duì)通脹和產(chǎn)出影響的研究.Cukiermanetal.(1986)以為,出于維護(hù)本身聲譽(yù)的考慮,央行一旦對(duì)外承諾降低通脹水平,就會(huì)主動(dòng)采取各種措施履行承諾,因而,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(Mishkinetal.,1997;肖曼君等,2020).除了討論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(duì)通脹產(chǎn)出波動(dòng)的影響,以為當(dāng)貨幣當(dāng)局有多重政策目的,但是目的偏好信息不透明度時(shí),公眾會(huì)傾向于以為貨幣當(dāng)局更重視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),進(jìn)而對(duì)貨幣當(dāng)局降低通脹的決心產(chǎn)生懷疑,導(dǎo)致公眾對(duì)通脹水平保持一個(gè)較高的預(yù)期,最終使得通脹水平和通脹波動(dòng)幅度均較高,因而,央行提升政策透明度有助于降低通貨膨脹的波動(dòng)(Canzoneri,1985;Eijffingeretal.,2000).但是也有研究以為透明度會(huì)加劇通脹和產(chǎn)出的波動(dòng),基于信息傳導(dǎo)角度,較高的透明性使得市場(chǎng)主體對(duì)貨幣政策的變動(dòng)異常敏感,必然會(huì)放大央行溝通的效果,加劇了通脹和產(chǎn)出的波動(dòng)(Jensen,2002).第二,對(duì)金融市場(chǎng)影響的研究.金融市場(chǎng)主要包括了利率市場(chǎng)、債券市場(chǎng)和股票市場(chǎng),當(dāng)前的研究對(duì)這幾個(gè)市場(chǎng)均有牽涉.首先是透明度對(duì)利率市場(chǎng)影響的研究.Goodfriend(1986)以為,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(huì)加劇市場(chǎng)利率的波動(dòng),并導(dǎo)致社會(huì)融資成本的上升.但是更多的文獻(xiàn),尤其是國(guó)內(nèi)的研究以為透明度會(huì)降低利率水平,減少利率波動(dòng),有助于構(gòu)成合理的利率構(gòu)造.張強(qiáng)等(2020)基于我們國(guó)家2006-2020年的數(shù)據(jù),運(yùn)用EGARCH模型研究了央行溝通對(duì)于利率期限構(gòu)造的影響,結(jié)果表示清楚,央行溝通對(duì)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(duì)中長(zhǎng)期的影響較小.其次是透明度對(duì)債券市場(chǎng)影響的研究.Papadamou(2020)將貨幣政策分為可預(yù)期和不可預(yù)期兩種,以為只要可預(yù)期的利率變動(dòng)會(huì)對(duì)國(guó)債市場(chǎng)的收益率產(chǎn)生影響,政策不透明會(huì)對(duì)債券市場(chǎng)產(chǎn)生較大的擾動(dòng),因而提升政策透明度有助于穩(wěn)定金融市場(chǎng)的運(yùn)行.最后是政策透明度對(duì)股票市場(chǎng)影響的研究.Rosa(2018)運(yùn)用事件分析法和廣義經(jīng)歷體驗(yàn)似然檢驗(yàn)研究美聯(lián)儲(chǔ)政策溝通對(duì)股票市場(chǎng)的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)政策公告和政策操作都會(huì)對(duì)金融市場(chǎng)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(chǎng)的變動(dòng).冀志斌等(2018)運(yùn)用EGARCH模型實(shí)證檢驗(yàn)了我們國(guó)家央行溝通對(duì)利率與股票收益率的影響,結(jié)果表示清楚,央行溝通對(duì)短期市場(chǎng)利率和股票收益率均有顯著影響,對(duì)長(zhǎng)期利率和股票收益率的影響較弱.第三,對(duì)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(dòng)或者平均水平進(jìn)行綜合化處理,然后考察透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)整體的影響.根據(jù)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Cecchettietal.(2002)構(gòu)造一個(gè)反映通脹和產(chǎn)出波動(dòng)的社會(huì)福利損失函數(shù),并研究貨幣政策透明度對(duì)這一綜合指標(biāo)的影響,結(jié)果表示清楚貨幣政策透明度有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)的總體波動(dòng)水平.另一類是構(gòu)建以犧牲率為代表的綜合指數(shù),如Chortareasetal.(2002)運(yùn)用產(chǎn)出缺口和通脹率構(gòu)建了一個(gè)犧牲率指標(biāo),通過(guò)對(duì)包括工業(yè)化國(guó)家、轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))在內(nèi)的87個(gè)國(guó)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(guò)相關(guān)研究(Stasavage,2003).總結(jié)以上的研究,能夠發(fā)現(xiàn),當(dāng)前國(guó)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(shí)分析方式方法也有待進(jìn)一步改良.隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷發(fā)展,利用新的計(jì)量工具能夠?qū)ν该鞫鹊男?yīng)進(jìn)行愈加細(xì)致和準(zhǔn)確的刻畫(huà).因而,本文擬構(gòu)建宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)綜合指數(shù),將理論推導(dǎo)和實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合,利用TVP-SV-VAR模型研究貨幣政策透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的綜合影響.與以往研究相比,本文的不同之處主要表如今:一是將信息披露和市場(chǎng)反響相結(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(dòng)和通脹波動(dòng)相結(jié)合,構(gòu)建宏觀波動(dòng)指數(shù);三是采用包含時(shí)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(yàn)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(huì)福利損失函數(shù)的定義,設(shè)定央行的目的函數(shù):華而不實(shí):V表示央行的政策目的(也即社會(huì)福利目的).E表示期望因子.表示折算率.E(L)表示損失期望值,L=(t-t)+(yt-yt-wt)表示福利損失,華而不實(shí):表示實(shí)際通貨膨脹率;表示最優(yōu)通貨膨脹率(或目的通貨膨脹率);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表示由于干涉導(dǎo)致的穩(wěn)定產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出的部分,且w﹥0(Rogoff,1985).假設(shè)條件2:公眾具有理性預(yù)期.因而,理性預(yù)期下,公眾對(duì)通脹的預(yù)期能夠表示為:華而不實(shí),t+1表示t+1時(shí)刻的預(yù)期通脹率,E為預(yù)期因子,It表示當(dāng)下獲得的信息.假設(shè)條件3:貨幣當(dāng)局與公眾之間存在著信息不對(duì)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(shì).因而,央行把握產(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(duì)w的值進(jìn)行預(yù)測(cè),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(cè)和對(duì)產(chǎn)出的預(yù)測(cè)表示如下:華而不實(shí),y表示公眾對(duì)于產(chǎn)出的預(yù)測(cè),p表示公眾對(duì)w的預(yù)測(cè),v表示預(yù)測(cè)的偏差.由于公眾具有理性預(yù)期,那么偏差v應(yīng)該服從期望為0方差為v的分布.在假設(shè)條件3下,很容易得出結(jié)論---透明度與預(yù)測(cè)的偏差是負(fù)相關(guān)的,也即透明度水平越高,預(yù)測(cè)偏差就會(huì)越小.因而,透明度與預(yù)測(cè)偏差之間的關(guān)系能夠表示為:華而不實(shí):T表示貨幣政策透明度,且Tk表示比例系數(shù),且kv為預(yù)測(cè)偏差的方差.根據(jù)附加預(yù)期的盧卡斯供應(yīng)曲線(Lucas,1975),能夠得到總供應(yīng)的表示出式,也即約束條件:華而不實(shí):表示預(yù)期通貨膨脹;b表示意外沖擊造成的通脹對(duì)產(chǎn)出的影響程度,且b﹥0;εt表示隨機(jī)誤差項(xiàng),且εt~N(0,ε).將式(5)代入式(1),求損失函數(shù)最小化下的通脹水平:結(jié)合式(2)、(3),能夠得到公眾對(duì)通脹預(yù)期的表示出式:為了計(jì)算方便,對(duì)式(1)的福利損失模型進(jìn)行精簡(jiǎn),忽略時(shí)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和產(chǎn)出y的一階條件:華而不實(shí),與y分別表示平衡條件下的通貨膨脹和產(chǎn)出水平.將式(8)代入期望的目的損失函數(shù)式(1),并根據(jù)期望與方差之間的關(guān)系(盛驟,2001):可得:將式(4)代入式(10),得:對(duì)式(11)求解關(guān)于透明度T的導(dǎo)數(shù):很顯然式(12)0,因而,貨幣政策透明度的提升有助于減少社會(huì)福利損失.對(duì)式(8)求期望,得:對(duì)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,因而,貨幣政策透明度沒(méi)有影響平均通貨膨脹和平均產(chǎn)出.同時(shí),根據(jù)式(7)、(13),能夠發(fā)現(xiàn):式(14)表示清楚公眾的預(yù)期在長(zhǎng)期平均來(lái)看最為準(zhǔn)確,同時(shí)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.然后求平衡條件下通貨膨脹與產(chǎn)出的波動(dòng).對(duì)式(8)中的和y求方差,得:將式(4)代入式(15),并對(duì)其求解關(guān)于透明度T的導(dǎo)數(shù),可得:從式(16)可知,兩個(gè)偏導(dǎo)數(shù)的值均小于0,這表示清楚,隨著透明度水平的提升,通貨膨脹波動(dòng)和產(chǎn)出波動(dòng)均會(huì)降低,透明度有助于提升貨幣政策效果.(二)計(jì)量模型有鑒于時(shí)變系數(shù)向量自回歸模型(TVP-SV-VAR)假定估計(jì)系數(shù)可變,能夠反映時(shí)間序列的漸進(jìn)變化趨勢(shì);同時(shí),還能夠平滑模型系數(shù),反映實(shí)證計(jì)量分析對(duì)建模的要求.本文即采用TVP-SV-VAR的建模方式方法考察貨幣政策透明度對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響和沖擊.(三)指標(biāo)選取1.宏觀波動(dòng)指標(biāo)貨幣政策能否實(shí)現(xiàn)了預(yù)期的主要目的是判定貨幣政策效果好壞最重要的標(biāo)準(zhǔn).從各國(guó)的貨幣政策實(shí)踐來(lái)看,貨幣政策最重要的目的包括物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).以我們國(guó)家為例,1995年公布的(中國(guó)人民銀行法〕規(guī)定我們國(guó)家貨幣政策的首要目的是維持物價(jià)穩(wěn)定,并在這里基礎(chǔ)之上實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).因而,分析我們國(guó)家貨幣政策的效果主要是考察物價(jià)變動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)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(lái)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(jì)算經(jīng)過(guò)過(guò)于簡(jiǎn)單,沒(méi)有考慮到央行對(duì)通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的權(quán)重,因而使用這個(gè)指標(biāo)衡量貨幣政策的宏觀效果是有問(wèn)題的.另外,固然我們國(guó)家于1978年就開(kāi)場(chǎng)頒布年度的失業(yè)率數(shù)據(jù),并于2003年第1季度開(kāi)場(chǎng)頒布季度的失業(yè)率數(shù)據(jù),但是相比擬當(dāng)前國(guó)際上通用的調(diào)查統(tǒng)計(jì)失業(yè)率指標(biāo),我們國(guó)家頒布的一般為城鎮(zhèn)登記失業(yè)率,不包含農(nóng)村失業(yè)情況,因而,在我們國(guó)家,考察政策效果使用失業(yè)率指標(biāo)也是存在問(wèn)題的.據(jù)此,參照福利損失函數(shù)L=(t-t)+(yt-yt-wt),建立政策效果指數(shù).這是當(dāng)前測(cè)算央行社會(huì)福利最為常用的函數(shù).關(guān)于權(quán)重的設(shè)置,Faveroetal.(2003)通過(guò)對(duì)美國(guó)1961-1998年宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性與美聯(lián)儲(chǔ)操作的分析,將1961-1979年產(chǎn)出缺口波動(dòng)占福利損失的比重設(shè)為0.00153,1980-1998年的比重設(shè)為0.00125.Ozlale(2003)通過(guò)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(chǔ)主席期間對(duì)于產(chǎn)出波動(dòng)的權(quán)重賦值問(wèn)題,以為權(quán)重賦值在0.0021~0.0037之間.Dennis(2006)也考察了美聯(lián)儲(chǔ)在格林斯潘時(shí)期對(duì)于產(chǎn)出波動(dòng)權(quán)重的設(shè)定問(wèn)題,并將這一權(quán)重設(shè)為0.00294.王美今等(2020)通過(guò)對(duì)我們國(guó)家1998-2018年產(chǎn)出和通脹波動(dòng)的實(shí)證分析,將權(quán)重設(shè)為0.0011.S9derstr9metal.(2002)以為實(shí)證數(shù)據(jù)顯示通貨膨脹率的波動(dòng)水平較低,而產(chǎn)出波動(dòng)的水平較高,因而應(yīng)該盡量對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)賦予更小的權(quán)重.綜合以上研究,同時(shí)考慮到我們國(guó)家的實(shí)際,將產(chǎn)出波動(dòng)的權(quán)重設(shè)為0.0011,構(gòu)建如下的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)綜合指數(shù)(Macroeconomicvolatilitycompositeindex,簡(jiǎn)寫(xiě)為MVC):華而不實(shí):MVC表示宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)綜合指數(shù);y表示潛在產(chǎn)出,且y=y+w.MVC的取值越小,表示清楚產(chǎn)出和通脹波動(dòng)越小,貨幣政策效果越好.選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI表征通貨膨脹,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表征產(chǎn)出.關(guān)于最優(yōu)通貨膨脹水平(或目的通脹水平),1995年我們國(guó)家開(kāi)場(chǎng)在每年的工作報(bào)告中提出了詳細(xì)的物價(jià)變動(dòng)目的,并且一直持續(xù)至今,因而本文選用工作報(bào)告中的數(shù)據(jù)作為1995-2020年的通貨膨脹目的數(shù)據(jù).關(guān)于產(chǎn)出缺口的計(jì)算,參照Stasavage(2003)的定義:華而不實(shí),實(shí)際=季節(jié)調(diào)整后的名義CPI.圖1宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(MVC)情況圖關(guān)于潛在,使用H-P濾波方式方法剔除實(shí)際季節(jié)和周期性因素后獲得.經(jīng)過(guò)測(cè)算,我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)如此圖1所示.從圖1能夠看出,我們國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)在2003年第1季度-2005年第1季度、2007年第1季度-2018年第1季度、2018年第1季度-2020年第3季度出現(xiàn)三次明顯的波動(dòng),其他時(shí)間波動(dòng)幅度均較小.2.政策透明度指標(biāo)當(dāng)前關(guān)于貨幣政策透明度的評(píng)價(jià)方式方法大致分為四種:一是以Fryetal.(1998)為代表的調(diào)查問(wèn)卷方式方法;二是以Eijffingeretal.(2002)為代表的指標(biāo)體系方式方法;三是以Haldaneetal.(2000)為代表的市場(chǎng)反響方式方法;四是以Kiaetal.(2004)為代表的動(dòng)態(tài)指數(shù)方式方法.華而不實(shí)前兩種方式方法主要強(qiáng)調(diào)貨幣當(dāng)局的信息披露,后兩種方式方法主要強(qiáng)調(diào)公眾對(duì)于信息的理解和反響.Blinder(2004)以為根據(jù)貨幣政策透明度的定義,應(yīng)該將兩者結(jié)合起來(lái)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)體系方式方法為基礎(chǔ),建立一個(gè)包含政策目的、經(jīng)濟(jì)信息、政策決策和政策操作四個(gè)一級(jí)指標(biāo),每個(gè)一級(jí)指標(biāo)下包含三個(gè)二級(jí)指標(biāo)共12個(gè)二級(jí)指標(biāo)的指標(biāo)體系,運(yùn)用打分加總的辦法得到了我們國(guó)家貨幣政策信息披露的透明度得分,詳見(jiàn)圖2.圖2我們國(guó)家2000年第1季度-2020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(chǎng)利率,以對(duì)基準(zhǔn)利率有重要影響的事件發(fā)生日作為事件日,運(yùn)用當(dāng)前廣泛使用的A-H動(dòng)態(tài)指數(shù)法,的透明度情況,見(jiàn)圖3.最后,將兩個(gè)評(píng)價(jià)結(jié)果進(jìn)行歸一和加權(quán),進(jìn)而構(gòu)建了貨幣政策透明度綜合指數(shù)(Monetarypolicytransparencycompositeindex,簡(jiǎn)寫(xiě)為MPT).圖4是我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度貨幣政策透明度綜合得分狀況.圖3我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度市場(chǎng)反響透明度得分圖4我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度貨幣政策綜合透明度得分從圖4能夠發(fā)現(xiàn)我們國(guó)家的貨幣政策透明度指數(shù)近年來(lái)不斷上升,尤其是2002年參加國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)頒布通用系統(tǒng)(GDDS)和2021年參加數(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(shí),受2007年美國(guó)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(dòng).3.政策操作指數(shù)在研究貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響時(shí),除了貨幣政策透明度外還有一個(gè)非常重要的變量---貨幣政策操作變量.為了具體表現(xiàn)出貨幣政策操作對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響,選取貨幣供給量數(shù)據(jù)表征貨幣政策操作情況,以M2同比增長(zhǎng)率表示貨幣政策操作指數(shù)(MS).(四)數(shù)據(jù)講明1.為了計(jì)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(gòu)債券利率等數(shù)據(jù).這些利率數(shù)據(jù)與貨幣供給量數(shù)據(jù)均來(lái)自于CCER數(shù)據(jù)庫(kù),(經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng))、CPI(物價(jià)水平)、MS(貨幣供給)、通貨膨脹目的的數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù).對(duì)所有的季節(jié)性數(shù)據(jù)如CPI、、MS等進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整,采用當(dāng)前國(guó)際上通用的X-11調(diào)整方式方法.由于當(dāng)前國(guó)家統(tǒng)計(jì)局只頒布了月度CPI、MS數(shù)據(jù),通過(guò)對(duì)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)描繪敘述在模型分析前,首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描繪敘述,以觀察各變量的分布特征,詳細(xì)情況如表1所示.從表1能夠發(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(gè)變量均不屬于對(duì)稱分布,華而不實(shí)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(lái)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,清楚明晰地表述了各變量的分布情況.表1變量統(tǒng)計(jì)描繪敘述表圖5各變量核密度分布圖三、實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量大都具有非平穩(wěn)性,對(duì)非平穩(wěn)性變量進(jìn)行回歸分析會(huì)產(chǎn)生偽回歸的問(wèn)題.為了避免出現(xiàn)這種情況,確保估計(jì)結(jié)果的有效性,首先必須對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).本文采用最常用的ADF檢驗(yàn)方式方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),同時(shí)考慮了截距項(xiàng)、截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)、無(wú)截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)三種情況,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2.能夠發(fā)現(xiàn),在5%顯著性水平下,三個(gè)變量均是平穩(wěn)的.表2變量單位根檢驗(yàn)(ADF)(二)參數(shù)估計(jì)結(jié)果根據(jù)Nakajima(2018)的研究,給出下面變量的先驗(yàn)分布:同時(shí),給出各相關(guān)變量的初始值:0=c0=p0=0;0=c0=p0=10E.給定先驗(yàn)分布和初始值后,首先預(yù)燒樣本1000次,以糾正初始賦值對(duì)后驗(yàn)分布估計(jì)結(jié)果的影響.然后運(yùn)用蒙特卡洛模擬方式方法(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(yàn)分布情況.為了確定最佳的滯后期,測(cè)算出了模型滯后階數(shù)的邊際似然估計(jì)值,一般而言,估計(jì)值越小模型的擬合度越高,最終選定滯后期數(shù)為1.同時(shí),考慮到不同模型設(shè)定帶來(lái)的偏誤,對(duì)包含有截距項(xiàng)和不包含有截距項(xiàng)的模型都進(jìn)行了回歸,結(jié)果見(jiàn)表3、4.表3不帶截距項(xiàng)的參數(shù)回歸結(jié)果表4帶截距項(xiàng)的參數(shù)回歸結(jié)果華而不實(shí),CD(convergencediagnostics)統(tǒng)計(jì)量主要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ婉R爾科夫鏈?zhǔn)諗康那闆r,該統(tǒng)計(jì)量原假設(shè)是參數(shù)估計(jì)的后驗(yàn)分布收斂,備擇假設(shè)是參數(shù)估計(jì)的后驗(yàn)分布發(fā)散;無(wú)效因子主要是用來(lái)評(píng)估蒙特卡洛模擬鏈總體的自相關(guān)程度.比照表3和表4可知,帶有截距項(xiàng)模型的無(wú)效因子統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于不帶有截距項(xiàng)模型的無(wú)效因子,這表示清楚帶有截距項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)模型不夠穩(wěn)定,因而,本文選擇不帶截距項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)模型.根據(jù)不帶截距項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知,在95%的可信區(qū)間內(nèi),CD統(tǒng)計(jì)量和無(wú)效因子檢驗(yàn)結(jié)果均表示清楚估計(jì)結(jié)果是收斂的,并且非常穩(wěn)健,講明運(yùn)用MCMC方式方法很好地實(shí)現(xiàn)了對(duì)待估參數(shù)后驗(yàn)分布的估計(jì).即便是無(wú)效因子較高的p2,也獲得了至少M(fèi)/50=200個(gè)不相關(guān)的樣本,這對(duì)于后驗(yàn)分布估計(jì)已經(jīng)足夠了.圖6運(yùn)用隨機(jī)波動(dòng)模擬數(shù)據(jù)獲得的模型估計(jì)結(jié)果為了進(jìn)一步分析抽樣結(jié)果的穩(wěn)健性,能夠通過(guò)抽樣自相關(guān)估計(jì)圖、抽樣途徑圖和后驗(yàn)分布密度圖來(lái)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(jì)結(jié)果圖,第二行代表了抽樣途徑圖,第三行代表了后驗(yàn)分布的密度圖.從自相關(guān)估計(jì)圖上能夠看出,抽樣樣本的自相關(guān)系數(shù)迅速收斂于0,沒(méi)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.抽樣途徑圖上,抽樣數(shù)據(jù)呈現(xiàn)明顯的波動(dòng)集聚現(xiàn)象,在隨機(jī)擾動(dòng)下圍繞后驗(yàn)估計(jì)值進(jìn)行隨機(jī)波動(dòng),估計(jì)結(jié)果是有效的.從后驗(yàn)分布密度圖能夠發(fā)現(xiàn),數(shù)據(jù)主要分布于待估參數(shù)區(qū)間內(nèi),估計(jì)結(jié)果有效.(三)脈沖響應(yīng)分析在得到模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果后,能夠使用TVP-SV-VAR模型的不同滯后期沖擊和不同時(shí)點(diǎn)沖擊考察我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度貨幣政策透明度和貨幣供給對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)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(dòng)(MVC)對(duì)政策透明度(MPT)和貨幣供給(MS)不同滯后期的沖擊響應(yīng)脈沖圖,圖中的實(shí)線、長(zhǎng)間隔線、短間隔線分別代表了1個(gè)季度、1年(4個(gè)季度)和2年(8個(gè)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(zhǎng)期的脈沖響應(yīng).左右兩個(gè)圖的走勢(shì)反映出在不同滯后期下,MVC對(duì)于MPT和MS的脈沖響應(yīng)是非常不一致的.華而不實(shí),左圖代表的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(MVC)對(duì)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(gè)季度、1年和2年的脈沖反響來(lái)看,貨幣政策透明度均對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生抑制作用.相對(duì)于短期而言,中長(zhǎng)期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)透明度的響應(yīng)程度較小,沖擊作用不是特別顯著.詳細(xì)而言,短期(1個(gè)季度)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣政策透明度一直有負(fù)向的反響.中期(1年)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)透明度的響應(yīng)也存在負(fù)向的反響,但是在2020年后逐步衰減.長(zhǎng)期(2年)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)透明度的響應(yīng)呈現(xiàn)較大波動(dòng),但是在2020年后也迅速衰減.圖7MVC對(duì)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(dòng)(MVC)對(duì)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(lái)看,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)于貨幣供給的響應(yīng)呈現(xiàn)正向作用.這表示清楚貨幣操作會(huì)加大宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng).相對(duì)于短期而言,中長(zhǎng)期的正向作用更為顯著,同時(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(yīng)波動(dòng)幅度也較大.詳細(xì)而言,短期(1個(gè)季度)來(lái)看,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(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(lái)看,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(yīng)程度增加,同時(shí)在2021年后經(jīng)歷一段時(shí)間的波動(dòng)后逐步保持平穩(wěn)狀態(tài).長(zhǎng)期(2年)來(lái)看,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(yīng)與中期類似,只是波動(dòng)幅度明顯增加.2.不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)圖8反映的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(MVC)對(duì)政策透明度(MPT)和貨幣供給(MS)不同時(shí)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2018年第3季度的時(shí)點(diǎn)沖擊脈沖響應(yīng)軌跡,反響周期均為4年.左右兩個(gè)圖的走勢(shì)反映出在不同時(shí)點(diǎn),MVC對(duì)于MPT和MS的脈沖響應(yīng)是非常不一致的.華而不實(shí),左圖代表的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(MVC)對(duì)貨幣政策透明度(MPT)在不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)情況.從2003年第1季度、2008年第1季度和2018年第3季度的脈沖響應(yīng)來(lái)看,三者走勢(shì)基本保持一致,均是在第1年脈沖響應(yīng)程度不斷加強(qiáng),之后逐步衰減,并在第4年基本保持平穩(wěn).詳細(xì)而言,在2003年第1季度時(shí)點(diǎn)上,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣政策透明度一直有負(fù)向的反響,這是由于我們國(guó)家在2002年參加國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)頒布通用系統(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(dòng).在2008年第1季度時(shí)點(diǎn)上,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)透明度的響應(yīng)基本上保持負(fù)向反響,4年后沖擊反映基本消失,這是由于2008年左右世界上爆發(fā)了比擬嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī),市場(chǎng)對(duì)于央行信息披露的反響能力下降,透明度對(duì)穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響能力減弱.在2018年第3季度時(shí)點(diǎn)上,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)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8MVC對(duì)MPT和MS不同時(shí)點(diǎn)脈沖相應(yīng)圖右圖反映的是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(MVC)對(duì)貨幣政策操作(MS)不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)情況.從不同時(shí)點(diǎn)的響應(yīng)軌跡來(lái)看,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(yīng)保持較為一致的走勢(shì),并且絕大多數(shù)時(shí)間呈現(xiàn)正向作用,表示清楚貨幣操作會(huì)加大宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng).詳細(xì)而言,在2003年第1季度,宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣供給的響應(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2018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的函數(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(dòng),降低社會(huì)福利損失.并以我們國(guó)家2000年第1季度-2020年第4季度的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),運(yùn)用帶有時(shí)變特征的TVP-SV-VAR模型檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與貨幣政策透明度之間的關(guān)系.為了使估計(jì)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(dòng)關(guān)系的同時(shí),本文引入了代表貨幣政策操作的貨幣供給變量.檢驗(yàn)結(jié)果表示清楚:提升貨幣政策透明度有助于減少宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng),而貨幣操作則會(huì)加劇宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng),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(lái)看,短期內(nèi),貨幣政策透明度會(huì)抑制宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng),但是中長(zhǎng)期來(lái)看,這種抑制作用會(huì)逐步衰減;從不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)來(lái)看,宏觀波動(dòng)對(duì)于透明度和貨幣供給沖擊的響應(yīng)在不同時(shí)點(diǎn)基本保持一致;相較于貨幣供給狀況,透明度的脈沖響應(yīng)影響較小,在很多時(shí)候并不顯著.根據(jù)以上結(jié)論,本文以為,首先,由于貨幣政策透明度具有減少宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用,而我們國(guó)家當(dāng)前貨幣政策透明度水平仍然較低,因而,央行應(yīng)采取各種手段不斷加強(qiáng)與公眾的溝通和溝通.其次,貨幣政策透明度的提升是一個(gè)長(zhǎng)期經(jīng)過(guò),短期溝通的效果并不能一直維持,因而,與公眾的溝通應(yīng)當(dāng)成為常態(tài).同時(shí),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.以下為參考文獻(xiàn)[1]冀志斌,周先平.2018.銀行溝通能夠作為貨幣政策工具嗎:基于中國(guó)數(shù)據(jù)的分析[J].國(guó)際金融研究(2):25-34.[2]王美今,王少林.2020.中國(guó)貨幣政策透明化的綜合效應(yīng)[J].中山大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)(3):190-201.[3]肖曼君,李穎.2020.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(yàn)[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐(3):19-23.[4]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.[5]張強(qiáng),胡榮尚.2020.銀行溝通對(duì)利率期限構(gòu)造的影響研究[J].國(guó)際金融研究(6):10-20.[6]BLINDERAS.2001.Howdocentralbankstalk[R].IMFGenevaReportsontheWorldEconomy.[7]BLINDERAS.2004.Thequietrevolution:centralbankinggoesmodern[M].NewHaven:YaleUniversityPress.[8]CANZONERIMB.1985.Monetarypolicygamesandtheroleofprivateinformation[J].TheAmericanEconomicReview,75(5):1056-1070.[9]CECCHETTISG,KRAUSES.2002.Centralbankstructure,policyefficiency,andmacroeconomicperformance:exploringempiricalrelationships[J].FederalReserveBankofSaintLouisReview,84(4):47-60.[10]CHORTAREASG,STASAVAGED,STERNEG.2002.Doesitpaytobetransparent?Internationalevidenceformcentralbankforecasts[J].FederalReserveBankofSt.LouisReview,84(4):99-118.[11]COGLEYT,SARGENTTJ.2001.Evolvingpost-WorldWarIIUSinflationdynamics[J].NBERMacroeconomicsAnnual,16:331-373.[12]COGLEYT,SARGENTTJ.2005.Driftsandvolatilities:monetarypoliciesandoutcomesinthepostWWIIUS[J].ReviewofEconomicDynamics,8(2):262-302.[13]CUKIEEMANA,MELTZERAH.1986.Atheoryofambiguity,credibility,andinflationunderdiscretionandasymmetricinformation[J].Econometrica,54(5):1099-1128.[14]DENNISR.2006.ThepolicypreferencesoftheUSFederalReserve[J].JournalofAppliedEconometrics,21(1):55-77.[15]EIJFFINGERSC,GERAATSP.2002.Howtransparentarecentralbanks[R].CEPRDiscussionPaper,3188.[16]EIJFFINGERSC,HOEBERICHTSM,SCHALINGE.2000.Whymoneytalksandwealthwhispers:monetaryuncertaintyandmystique[J].JournalofMoney,CreditandBanking,32(2):218-235.[17]FAVEROCA,ROVELLIR.2003.MacroeconomicstabilityandthepreferencesoftheFed:aformalanalysis,1961-98[J].JournalofMoney,Credit,andBanking,35(4):545-556.[18]GOODFRIENDM.1986.Monetarymystique:secrecyandcentralbanking[J].JournalofMonetaryEconomics,17(1):63-92.[19]HALDANEA,READV.2000.Monetarypolicysurprisesandtheyieldcurve[R].SSRNWorkingPaperSeries,106.[20]HODRICKRJ,PRESCOTTEC.1997.PostwarU.S.businesscycles:anempiricalinvestigation[J].JournalofMoneyCreditandBanking,29(1):1-16.[21]JENSENH.2002.Optimaldegreesoftransparencyinm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