肖曼君，李 穎

（湖南大學 金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410079）＊

一、引 言

貨幣政策透明度自20世紀80年代開始興起，作為一種制度安排，中央銀行必須定期公開披露和解釋有關貨幣政策的制定、執(zhí)行及其政策效果等相關信息。這有利于合理引導市場通脹預期，能有效控制通貨膨脹。貨幣政策透明度是實施通貨膨脹目標制的中央銀行的政策實踐結果，這在一定程度上改變了以往貨幣政策隱秘性的操作模式，也對貨幣銀行學研究者和中央銀行家們提出了新的挑戰(zhàn)和課題。越來越多的研究表明，靠隱秘性的貨幣政策來增加產出的做法是不明智的，而且以穩(wěn)定物價作為貨幣政策首要目標的中央銀行，想有效地抑制通貨膨脹，穩(wěn)定經濟增長，貨幣政策的公開與透明是不可或缺的前提條件。

Hahn（2002）把貨幣政策透明度分解為目標透明度、經濟透明度與操作透明度［1］。而西方學者對于貨幣政策透明度經濟合意性的實證研究也無一例外地基于這三個維度來進行。不少研究結果表明，貨幣政策目標透明度與經濟透明度在治理通貨膨脹方面發(fā)揮了積極的作用，而貨幣政策操作透明度則增加了通貨膨脹的波動（Cruijsen、Eijffinger，2007）［2］。例 如，Chortareas、Stasavage、Sterne（2002）用通貨膨脹預測報告的發(fā)布來代表貨幣政策經濟透明度，并對發(fā)布通貨膨脹預測報告的中央銀行進行回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)這些國家的平均通貨膨脹率較低［3］，反通貨膨脹的成本也較低。Levin（2004）用通貨膨脹目標制來代表貨幣政策目標透明度，通過研究通貨膨脹目標制國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，這些國家普遍具有較低的通貨膨脹率和通脹波動率［4］。Swank（2006）用會議紀要的公布來代表操作透明度，發(fā)現(xiàn)美聯(lián)儲會議紀要的發(fā)布可能會反映出貨幣政策委員會并未達成共識，而這會增加通貨膨脹的波動［5］。實際上，各國央行在實踐中基本都保持了相對較高的目標透明度與經濟透明度，而操作透明度則相對較低（Geraats，2006）［6］。

也有西方學者通過建立綜合的貨幣政策透明度指數(shù)來全面考察貨幣政策透明度對于通貨膨脹的總體 效 應。Eijffinger、Geraats（2002）［7］在Hahn（2002）的分類基礎上，進一步區(qū)分出貨幣政策透明度的五個重要方面，即行政、經濟、程序、政策及操作層面，構建出度量整體透明度的E－G指標，并利用該指標度量了全球9家主要央行的總體透明度。Dincer、Eijffinger（2009）把E－G指標中的樣本擴大至100家央行，全面地考察了總體透明度可能的經濟效應，結果發(fā)現(xiàn)透明度的提高可以有效降低通貨膨脹率，減輕通貨膨脹波動和通貨膨脹持續(xù)性，但是這種效果存在邊際遞減的趨勢［8］。

近年來，國內一些學者從理論方面對貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的關系進行了研究。他們對貨幣政策透明度在理論上可以降低通貨膨脹率與通貨膨脹波動達成了共識［9－13］。實證方面，國內學者主要考察了貨幣政策經濟透明度對于通貨膨脹預期的影響。肖曼君、周平（2009）利用我國央行發(fā)布的《貨幣政策報告》構造信息披露指數(shù)，以此量化經濟透明度，并對央行信息披露指數(shù)影響公眾通脹預期與通脹預期偏差的效果進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)報告的發(fā)布能夠比較有效地引導公眾預期［14］。王雅炯（2012）進一步把央行信息披露分為書面和口頭兩大類，通過考察通脹預期和中央銀行信息披露之間的相關關系，得出相對于書面披露，口頭溝通對通脹預期的影響更為顯著的結論［15］。

由上可以看出，大多數(shù)研究都支持貨幣政策透明度對于通貨膨脹的影響是積極正面的。但是這些研究存在一些不足：首先，他們研究的是貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的靜態(tài)關系，而實際上，貨幣政策透明度的效果具有滯后性，因此，有必要研究貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的動態(tài)關系；其次，他們關注的往往是透明度對通貨膨脹的影響，而忽視了通貨膨脹對于透明度的反作用，這可能導致變量的內生性偏差，因為貨幣政策透明度本身也可能是由通貨膨脹率決定的內生變量。因此，本文擬對貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的動態(tài)關系進行實證研究。

二、樣本選取與變量描述

下面采用面板向量自回歸（PVAR）模型，以11個發(fā)達國家央行1999～2009年的貨幣政策透明度和通貨膨脹率為樣本，對貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的動態(tài)關系進行分析。本文采用總體貨幣政策透明度指數(shù)作為貨幣政策透明度的代理變量，同時采用居民消費價格指數(shù)CPI作為通貨膨脹率的代理變量。其中總體貨幣政策透明度指數(shù)的數(shù)據(jù)源自Minegishi（2009）［16］，居民消費價格指數(shù)的數(shù)據(jù)源自貨幣基金組織（IMF）的國際金融統(tǒng)計（IFS）數(shù)據(jù)庫。相關數(shù)據(jù)可參見表1和表2。

表1 11國央行1999～2009總體透明度狀況（評分：100）

表2 11國央行1999～2009通貨膨脹率情況（%）

三、模型的實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗

由于大部分宏觀經濟的時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，在進行PVAR回歸之前需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進 行 單 位 根 檢 驗。本 文 采 用Levin－Lin－Chu（2002）［17］（簡記為LLC）發(fā)展的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法對變量進行單位根檢驗，檢驗情況如下表3所示。

表3 變量數(shù)據(jù)的LLC面板單位根檢驗

單位根檢驗結果表明貨幣政策透明度與通貨膨脹率之間具有二階差分平穩(wěn)性，它們之間可能存在協(xié)整關系，依據(jù)協(xié)整理論可以進行協(xié)整檢驗。本文采用Westerlund（2007）［18］提出的協(xié)整檢驗，其思想是基 于Kao（1998）［19］基 于 殘 差 的LM檢 驗，但Westerlund（2007）統(tǒng)計模擬研究發(fā)現(xiàn)協(xié)整檢驗統(tǒng)計量的漸進分布并不是其經驗分布的良好逼近，為此其采用自舉法改進了LM檢驗的績效。Westerlund構造了四個統(tǒng)計量，兩個組統(tǒng)計量Gt與Ga，兩個面板統(tǒng)計量Pt與Pa。組統(tǒng)計量說明在允許面板異質性條件下存在協(xié)整關系，面板統(tǒng)計量Pt與Pa則考慮面板同質性條件下檢驗是否是否存在協(xié)整關系，本文的檢驗結果如表4。

表4 貨幣政策透明度與通貨膨脹面板協(xié)整關系Westerlund檢驗結果

Westerlund檢驗的結果強烈拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，接受貨幣政策透明度與通貨膨脹率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

（二）PVAR模型的構建與估計

本文的變量之間滿足協(xié)整關系的前提條件，可以運用PVAR模型來估計變量之間的相互關系。PVAR模型的形式如下：

其中，yit＝（Inf，Trans），Inf表示通脹率，Trans表示透明度，Φ、Γ、Η為4×4的系數(shù)矩陣，αi為4×1的個體效應向量，βt為4×1的時間效應向量。

首先，需要用橫截面上的均值差分和向前均值差分來分別去掉時間效應βt和個體效應ai，這樣可以避免個體效應向量和自變量相關而造成的估計系數(shù)偏誤。然后，采取廣義矩估計方法（GMM）得到模型系數(shù)的有效估計，同時為了避免有限樣本帶來的偏差，工具變量的選取是因變量滯后一期，即yit－1。PVAR模型的設立很重要的一點是要考慮方程組的滯后階數(shù)。分析過程中嘗試了從1階到3階的滯后階數(shù)，并根據(jù)脈沖響應函數(shù)的收斂情況，選擇3階滯后為最優(yōu)滯后階數(shù)。表5給出了滯后一階到滯后三階的PVAR估計的結果。

表5 PVAR估計結果

從三階滯后模型可以得到關于貨幣政策透明度與通貨膨脹率之間的動態(tài)關系。隨著通貨膨脹的變動，透明度的變動方向在滯后一期為正，滯后兩期為負，滯后三期卻又為正，且滯后二期和滯后三期的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著。這表明從通貨膨脹的角度看，貨幣政策透明度的提高對于降低通貨膨脹具有滯后效應。隨著透明度的變動，通貨膨脹在滯后一期和二期都為正，滯后三期卻又為負，但滯后的三期均不顯著。說明通貨膨脹的變動基本上不可以解釋透明度的變化，反過來透明度的變化在一定程度上可以解釋通貨膨脹的變化，這兩個主要變量之間直接的雙向關系，體現(xiàn)為一種非對稱的關系。對這種“非對稱的互動關系”符合我們的經濟學直覺，畢竟貨幣政策透明度提高的目的與控制通貨膨脹息息相關，反之，則顯然不成立。

（三）脈沖－響應函數(shù)（Impulse－responses）的估計

利用脈沖－響應函數(shù)對PVAR模型估計的結果進行進一步檢驗。脈沖－響應函數(shù)所描述的是系統(tǒng)中某一變量的一個正交化創(chuàng)新（shock）對其他變量的影響。利用蒙特卡洛模擬估計脈沖－響應函數(shù)，文中蒙特卡洛模擬給出的脈沖－響應函數(shù)是在90%的置信區(qū)間。

圖1 正交化脈沖－響應函數(shù)

圖1有效地體現(xiàn)出貨幣政策透明度與通貨膨脹率之間的關系，其中中間的線表示脈沖響應函數(shù)，上下兩條線分別表示正負兩倍標準差的偏離帶。

圖1（b）是通貨膨脹率對于貨幣政策透明度沖擊的反應（response of inf to trans shock）：當在本期給貨幣政策透明度一個單位的正向沖擊后，會引起通貨膨脹在第1期達到峰值，之后快速下降并在第二期達到最小值，并在第3期有恢復上升的趨勢但值始終小于0。這說明貨幣政策透明度的提高對于減緩通貨膨脹的效果在經過一段滯后期后會有明顯的呈現(xiàn)并且會持續(xù)較長的時間。

圖1（c）是貨幣政策透明度對通貨膨脹沖擊的反應（response of trans to inf shock）?？梢钥吹截泿耪咄该鞫葘τ趤碜酝ㄘ浥蛎浐屯ㄘ浥蛎洸▌拥臎_擊反應較小，且脈沖函數(shù)收斂情況不好，這說明其在統(tǒng)計上較不顯著，這與PVAR估計的結果相一致，也與我們的直覺一致。

四、結論與政策啟示

以上運用PVAR和脈沖—響應函數(shù)對全球11家發(fā)達國家央行的貨幣政策透明度與通貨膨脹之間的關系進行實證研究并得出以下結論：貨幣政策透明度的提高對于降低通貨膨脹具有滯后效應。通貨膨脹與貨幣政策透明度2階滯后項之間的顯著的負相關，表明貨幣政策透明度作為一種制度安排，其治理通脹的效力并不是立竿見影的，并且貨幣政策透明度與通貨膨脹之間是非對稱的互動關系。通貨膨脹的變動基本上不可以解釋透明度的變化，反過來透明度的變化在一定程度上可以解釋通貨膨脹的變化。

以上研究的樣本國家，其中央銀行透明度政策具有起步較早、操作規(guī)范等突出特點，而我國央行貨幣政策透明度起步晚，制度建設不夠完善，與發(fā)達國家央行依據(jù)貨幣政策透明度治理通脹的水準相比還有很大的上升空間。具體而言，首先需要進一步提升我國貨幣政策透明度，提高貨幣政策可信性，建設規(guī)范的貨幣政策披露制度和完善的中央銀行信息交流機制。其次，要保持貨幣政策透明度的持續(xù)性，尤其是在貨幣政策透明度建設取得一定成就的時候，更不能失去透明度政策的連貫性。最后，要保持貨幣政策透明度的適時性，以避免透明度政策的滯后性。由于透明度政策對于通脹治理的滯后效應，最好在通脹預期形成之前就釋放出央行的信號，讓公眾充分調整自己的通脹預期，這樣透明度政策才可能達到立竿見影的效果。

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