中央銀行透明化政策與宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定

2014-09-19 06:47:33屈曉翔李穎

財經(jīng)理論與實踐 2014年3期

屈曉翔+李穎

基金項目：國家社科基金重點項目（12AZD035）

摘要：在通脹預期管理背景下，構建中國2001~2013年中央銀行信息交流指數(shù)，考量中央銀行透明化政策影響宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定機制。結果表明，央行增加信息交流有利于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定，某些情況下甚至超過實際干預的效果。因此，我國央行應進一步提高貨幣政策透明度并培育規(guī)范的中央銀行信息交流機制。

關鍵詞：貨幣政策透明度；中央銀行信息交流；宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定

中圖分類號：F830 文獻標識碼： A文章編號：1003-7217(2014)03-0014-06

一、引言

宏觀經(jīng)濟在波動中增長，在增長中波動，為了維護宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定，需要貨幣政策進行逆周期調(diào)節(jié)，達到"防通脹"和"保增長"的目標。近年來，我國央行一直強調(diào)前瞻性的貨幣政策，試圖通過影響通脹預期達到預定效果，通脹預期管理成為新形勢下貨幣政策的重要內(nèi)容。一方面，由于通脹預期難以觀測，其形成機制難以描述，所以，解決預期的衡量是管理好通脹預期的必要前提；另一方面，央行對于貨幣政策具有隱秘性操作的傳統(tǒng)，且相對于其他市場主體具有經(jīng)濟運行方面的信息優(yōu)勢。如果央行采用透明化政策，主動對其掌握的公共信息與政策偏好進行披露，協(xié)調(diào)市場上不同主體的預期，提高貨幣政策的可信性和有效性。因此，在通脹預期管理的背景下，研究中央銀行透明化政策，促進宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的機制十分迫切且必要。

中央銀行透明化政策的興起源自對央行隱秘性操作的批判。Goodfriend (1986)對美聯(lián)儲貨幣政策隱秘操作的理由進行反駁，成為研究央行透明化政策的開山之作［1］。實際上，各國央行也在向更加透明化的方向努力。Fry（2000)對全球94家央行進行問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)央行認可透明化政策的重要性［2］。Geraats(2007)認為各國央行政策透明度在過去的15年內(nèi)顯著增強，央行透明化政策蔚然成風［3］。

學者們研究了通脹預期管理下央行透明化政策的理論模型。Cukierman和Meltzer(1986)在傳統(tǒng)的KPBG框架下對預期形式進行修正，得到中央銀行透明化政策可以減少通脹偏差的結論［4-6］。Jensen(2002)建立一個考慮價格粘性的新凱恩斯主義模型，發(fā)現(xiàn)央行的透明化政策讓廠商更加容易調(diào)整價格，從而導致央行過于重視通脹穩(wěn)定，而這對于經(jīng)濟并不總是有利［7］。Hoeberichts（2004）同樣在新凱恩斯主義的框架下討論了央行透明化政策的適宜程度，發(fā)現(xiàn)通脹波動與產(chǎn)出波動有此消彼長的關系，央行透明化政策對宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的影響具有非線性［8］。上述學者的研究表明，央行透明化政策并不存在一種統(tǒng)一的經(jīng)濟效應。但VanderCruijsen和Eijffinger(2007)進行的文獻計量發(fā)現(xiàn)，多數(shù)理論認為透明化的貨幣政策有利于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定［9］。

學者們還實證研究了通脹預期管理下央行透明化政策的實際效果。Chortarea等(2002)對貨幣政策預測透明度較高的國家和地區(qū)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)其通脹率水平普遍低于世界平均水平［10］。Levin(2004)發(fā)現(xiàn)施行通貨膨脹目標制的國家具有較低的通脹率和產(chǎn)出波動率［11］。Born(2013)考察了世界主要國家央行發(fā)布《金融穩(wěn)定報告》的情況，發(fā)現(xiàn)這種透明化政策可以減少金融市場的波動［12］。肖曼君和李穎(2013)利用面板向量自回歸（PVAR）模型實證發(fā)現(xiàn)，主要發(fā)達國家央行透明化政策對通貨膨脹率的存在正向影響［13］。李永寧等（2013）回顧了我國央行透明化政策的發(fā)展歷程，發(fā)現(xiàn)央行政策正由被動披露逐漸向主動交流轉型［14］。上述學者研究表明，不同國家的不同透明化政策對于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的影響不同。本文擬在前人研究基礎上，探討透明化政策維護宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的機制，為制定適合我國的前瞻性貨幣政策提供政策依據(jù)。

二、模型構建與理論假設

（一）模型構建

為了研究中央銀行透明化政策和宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定之間的關系 ,我們將建立一個理論模型。通過模型證明貨幣政策透明度（用中央銀行政策偏好的公開程度衡量）和中央銀行信息交流（用中央銀行對于公共信息的發(fā)布情況衡量）的提高均可以減少由中央銀行和私人部門之間的信息不對稱帶來的預期協(xié)調(diào)問題，以央行信息作為公眾的信念聚點，合理引導通脹預期，從而有利于維持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定。

財經(jīng)理論與實踐(雙月刊)2014年第3期2014年第3期(總第189期)屈曉翔，李穎：中央銀行透明化政策與宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定

遵從已有文獻，對央行損失函數(shù)設定為如下形式：

l=12Eπ2+λ(y－k)2（1）

約束條件為盧卡斯供給函數(shù)：

y=π－πe+ε （2）

從式（1）可以知道，本模型中央銀行的通脹目標為0，λ 是央行損失函數(shù)中的權重指標，它反映央行對物價穩(wěn)定和經(jīng)濟增長的相對重視程度。此外，央行還掌握比如產(chǎn)出缺口k之類的公共信息，通過各種場合采用書面或者口頭的方式向公眾傳遞公共信息，減少了央行與公眾之間的交流摩擦。因此，公眾對于產(chǎn)出缺口k的預測準確度可以反映央行信息溝通的效果。

聯(lián)合式（1）、（2）求解得到：

π=λk－λ1+λε； πe=λk；y=11+λε（3）

本文把央行透明化政策分為貨幣政策透明度和中央銀行信息交流兩方面。市場主體對λ真實值的認知偏誤被認為是缺乏貨幣政策透明度，同時市場主體對k真實值的認知偏誤被認為是缺乏中央銀行信息交流。

（二）模型均衡分析

1.對缺乏貨幣政策透明度的討論。

貨幣政策不透明的根源來自公眾對于央行貨幣政策目標的模糊，由λ=λ+η表示。其中η表示隨機的誤差，E(η)=0，V(η)=σ2η。說明公眾對于央行偏好的認知具有異質性，公眾形成以下市場預期：π=λk－λ1+λε，以及πe=λk。顯然，當E(η)=0和σ2η=0同時成立時，才會產(chǎn)生完全的貨幣政策透明度。

央行損失函數(shù)可以進一步寫成：

min πl(wèi)=12Eπ2+λ(π－λk+ε－k)2 （4）

此時，均衡的通脹水平和產(chǎn)出水平分別為：

π=λ(1+λ)k1+λ－λ1+λε，y=ε－ηk1+λ （5）

2.對缺乏中央銀行交流的討論。

由于中央銀行缺乏交流而帶來的公眾的模糊認知由θ=k+ν表示，其中ν表示誤差服從E(ν)=0且V(ν)=σ2ν，這時公眾對于政策的反應為：π=λθ－λ1+λε，πe=λθ。同樣地，當且僅當E(ν)=0和σ2ν=0同時成立時，才會產(chǎn)生完全的央行信息交流。

央行的函數(shù)最優(yōu)如下所示：

min πL=12Eπ2+λ(π－λθ+ε－k)2 （6）

此時，均衡的通脹水平和產(chǎn)出水平分別為：

π=λ(λθ+k)1+λ－λ1+λε，y=ε－λν1+λ（7）

（三）理論假設

假設1：央行貨幣政策透明度的提高，不影響通貨膨脹率水平，但減小了通貨膨脹率的波動。

證明：對式（5）中的通脹率首先分別求期望與方差得出通脹率的平均水平與波動水平：

E(π)=λk=E(πe)，V(π)=

Eπ－Eπ2=(λ1+λ)2k2σ2η+σ2ε （8）

此時對σ2η求導，得到：

E(π)σ2η=0，V(π)σ2η=λ1+λ2k2>0（9）

隨著σ2η的增加，意味著貨幣政策透明度的減少，此時平均通脹率并不發(fā)生變化，但通脹率的波動提高。

假設2：央行貨幣政策透明度的提高，不影響產(chǎn)出水平，但減小了產(chǎn)出的波動。

證明：對式（5）中的產(chǎn)出先分別求期望與方差，得出產(chǎn)出的平均水平與波動水平：

有E(y)=0，V(y)=σ2ε+k2σ2η(1+λ)2 （10）

此時對σ2η求導得，

E(y)σ2η=0，V(y)σ2η=k2(1+λ)2>0 （11）

隨著σ2η的增加，意味著貨幣政策透明度的減少，此時平均產(chǎn)出并不發(fā)生變化，但產(chǎn)出波動提高。

假設3：央行信息交流的增加，不影響通貨膨脹率水平，但減小了通貨膨脹率的波動。

證明：對式（7）中的通脹率先分別求期望與方差，得出通脹率的平均水平與波動水平：

E(π)=λk=E(πe)，V(π)=

Eπ－E(π)2=(λ1+λ)2(λ2σ2ν+σ2ε)（12）

此時對σ2ν求導，得到：

E(π)σ2ν=0， V(π)σ2ν=(λ1+λ)2λ2>0 （13）

隨著σ2η的增加，意味著銀行信息交流的減少，此時平均通脹率并不發(fā)生變化，但通脹率波動提高。

假設4：央行信息交流的增加，不影響均衡產(chǎn)出水平，但減小了產(chǎn)出的波動。

證明：對式（7）中的產(chǎn)出先分別求期望與方差，得出產(chǎn)出的平均水平與波動水平：

E(y)=0，V(y)=σ2ε+λ2σ2ν(1+λ)2 （14）

此時對σ2ν求導，得到：

E(y)σ2ν=0，V(y)σ2η=k2(1+λ)2>0 （15）

隨著σ2η的增加，意味著銀行信息交流的減少，此時平均產(chǎn)出并不發(fā)生變化，但產(chǎn)出波動提高。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

1.貨幣政策透明度的量化。

為了從實證角度研究貨幣政策透明度對宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的影響，需要對貨幣政策透明度進行量化。由于貨幣政策透明度指數(shù)的構建存在指標選取、權重賦值等爭議，若自行構造難以令讀者信服。因此，直接采用一些被廣泛接受的權威學術成果作為指標構建的基礎。徐亞平（2006）從貨幣政策目標透明度、信息透明度、決策透明度和預測透明度四個方面計算出1985~1994年以及1995~2005年的貨幣政策透明度分別為0.5和2.5［15］，張鶴等（2009）同樣從以上四個方面計算出2008年的貨幣政策透明度為3［16］。由于貨幣政策透明度作為一種制度性安排呈現(xiàn)跳躍性增長，因此，在不同的時間段內(nèi)基本保持平穩(wěn)。本文把2008年的貨幣政策透明度等同于作為2006~2013年貨幣政策透明度的均值。

2.央行信息交流的量化。

央行信息交流發(fā)生較為頻繁，披露的信息也十分豐富，因此，本文重點考察中央銀行信息交流對于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的作用效果。中央銀行每季度發(fā)布《貨幣政策執(zhí)行報告》描述宏觀經(jīng)濟運行趨勢并對今后的貨幣政策立場進行說明。根據(jù)我國央行信息交流的主要特點,借鑒卞志村和張義（2012)的方法,對2001年1季度到2013年3季度的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》進行文本分析，構建我國央行信息交流指數(shù)CI［17］。構建步驟如下：首先, 系統(tǒng)整理報告中解釋我國未來貨幣政策立場的各類措辭。為了統(tǒng)計有效表達貨幣政策立場,將貨幣政策立場分為寬松、中性、緊縮三種情況,并列舉出相應的典型措辭。其次，利用方差分析對措辭進行進一步篩選，本文確定的典型措辭為：通脹、通縮、穩(wěn)健、上調(diào)、下調(diào)、積極、從緊。最后，構建央行信息交流指數(shù)，在對各季度措辭出現(xiàn)頻率進行標準化處理后加權求和，得到央行信息交流指數(shù)數(shù)據(jù)。央行信息交流指數(shù)公式如下:

CIt=∑ki=1nobs(xi,t)－meanobs(xi)stdv(xi)×

sign(xi)×η2(xi)

其中，CI是央行信息交流指數(shù)；nobs(xi,t)表示措辭i在t期的出現(xiàn)頻率；meanobs(xi)表示措辭i在各期出現(xiàn)頻率的均值；stdv(xi)表示措辭i在各期出現(xiàn)頻率的標準差；sign(xi)為措辭i在各期的符號，"通脹"、"上調(diào)"、"從緊"這三類措辭取正號，"通縮"、"穩(wěn)健"、"下調(diào)"、"積極"這四類措辭取負號；η2(xi)表示措辭i所占權重。信息交流指數(shù)越高，表明央行向公眾傳遞的通脹預期越高，央行對公眾通脹預期進行引導，從而對宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定產(chǎn)生積極影響。

3.其他數(shù)據(jù)的來源與處理。

通貨膨脹預期（IE）數(shù)據(jù)根據(jù)肖爭艷和陳彥斌(2004)的計算方法［18］, 將中國人民銀行統(tǒng)計的儲戶調(diào)查問卷數(shù)據(jù)轉化為定量的通貨膨脹預期數(shù)據(jù)。貨幣供應量(M2)、房地產(chǎn)價格銷售指數(shù)（RE）、國際石油價格(Oil )、消費物價指數(shù)( CPI)以及GDP增長率數(shù)據(jù)的季度數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫。消費物價指數(shù)波動與GDP增長率波動分別由本期、前一期和后一期數(shù)據(jù)的標準差表示。本文研究的樣本區(qū)間為2001年1季度~2013年3季度。為了消除可能的季節(jié)性因素，所有變量都經(jīng)過了X12加法調(diào)整。

（二）對假設一和假設二的實證分析

如表1所示，貨幣政策透明度在三個階段中一直有所提升，前提提升幅度大于后期，這主要是1995~2005年我國央行先后法定了貨幣政策職能、發(fā)布了《中國貨幣政策執(zhí)行報告》，極大地完善了貨幣政策透明度的建設。與此同時，通貨膨脹率的標準差和GDP增長率的標準差在三個階段中一直不斷下降，后期下降幅度高于前期，說明我國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性越來越好。而通貨膨脹率和GDP增長率的平均水平從第一階段到第二階段同步下降，而從第二階段到第三階段又同步上升，沒有一致性的趨勢。表1直觀地說明了假設1和假設2的成立，即隨著央行貨幣政策透明度的提高，平均通貨膨脹率不變，但通貨膨脹率波動會逐漸減小；隨著央行貨幣政策透明度的提高，均衡的產(chǎn)出不變，但產(chǎn)出波動會逐漸減小。

表1 貨幣政策透明度指數(shù)對宏觀經(jīng)濟

穩(wěn)定的影響（1985~2013）

類別時間

貨幣政策

透明度

指數(shù)

平均通貨

膨脹率

（%）

通貨膨脹

率的標

準差

平均GDP

增長率

（%）

GDP增長

率的標

準差

1985~1994

0.5

11.16

5.41

10.26

3.57

1995~2005

2.5

3.02

5.16

8.85

1.17

2006~2013

3.13

0.91

10.21

0.7

（三）對假設三和假設四的實證分析

對模型變量進行平穩(wěn)性檢驗，所有變量在95% 置信區(qū)間內(nèi)均不存在單位根，通過單位根檢驗。假設三與假設四的實證分析結果如表2和表3所示。

由表2知，通貨膨脹率與央行信息交流指數(shù)（CI）呈負相關但并不顯著，這與假設三中"央行信息交流增加，不影響通貨膨脹率水平"的表述相一致。但通過加入通脹預期并與之交互，通貨膨脹率與CI顯著負相關，同時方程的解釋力大大提高，R-sq由0.0078上升到0.4216，說明央行溝通交流通過管理公眾的通脹預期并最終影響通貨膨脹率的渠道存在且顯著。進一步在方程中加入實際干預的變量如M2等，發(fā)現(xiàn)模型的解釋力進一步提高，R-sq達到0.6424，說明實際干預與央行信息溝通均可以對通貨膨脹率發(fā)生影響。其中，貨幣供應水平和以房地產(chǎn)為代表的資產(chǎn)價格水平對于推高通貨膨脹率水平影響顯著。

通貨膨脹率波動與央行信息交流指數(shù)（CI）呈負相關且顯著，這與假設三中"央行信息交流增加可以減少通貨膨脹率波動"的表述相一致。通過加入通脹預期并與之交互，通貨膨脹率與CI負相關性更加顯著，同時方程的解釋力進一步提高，說明央行溝通交流可以通過管理公眾的通脹預期來達到減小通貨膨脹波動的效果。此時，央行對于貨幣政策的立場形成了公眾調(diào)整通脹預期的"信念聚點"，公眾調(diào)整通脹預期的成本也越來越小。進一步在方程中加入實際干預的變量等發(fā)現(xiàn)模型的Rsq僅達到0.4397，提高幅度有限，說明實際干預相對于央行信息溝通而言對減小通貨膨脹率波動作用甚微。包括貨幣供應水平在內(nèi)的實際干預變量對通貨膨脹波動的影響均不顯著。

由表3知，GDP增長率與央行信息交流指數(shù)（CI）呈正相關但并不顯著，這與假設四中"央行信息交流增加，不影響產(chǎn)出水平"的表述相一致。通過加入通脹預期并與之交互，GDP增長率與央行信息交流指數(shù)（CI）依然呈正相關且不顯著，說明央行溝通交流通過管理公眾的通脹預期并不能很好地影響產(chǎn)出水平。這可能是因為央行的貨幣政策目標主要是維護物價水平穩(wěn)定，難以兼顧對產(chǎn)出水平的調(diào)整。

表2 假設三OLS回歸結果

通貨膨脹率

通貨膨脹率波動

-0.7017

（-0.57）

-6.0691**

（-2.63）

-5.1705**

(-2.48)

-0.9614**

（-2.32）

-4.1536***

（-4.93）

-3.6575***

（-3.93）

4.7039***

5.6533***

0.2445

0.4349

（4.88）

(6.36)

（0.69）

（1.1）

CI×IE

7.9637**

6.0389**

4.9985***

4.4079***

（2.43）

(2.06)

（4.16）

（3.38）

24.9562***

15.8332

(6.16)

（1.65）

Oil

-0.9104

-0.0577

(-0.52)

(-0.07)

8.4691***

(4.27)

3.8889

(0.44)

Intercept

2.4201***

（6.4）

-0.3192

（-0.51）

1.1317

（0.93）

0.8323***

（6.55）

0.6624***

（2.88）

-0.1689

(-0.31)

Rsq

0.0078

0.4216

0.6424

0.1158

0.3892

0.4397注：括號內(nèi)的數(shù)為對應變量系數(shù)的t值，***表示1%的置信度下拒絕原假設，**表示5%的置信度下拒絕原假設，

*表示10%的置信度下拒絕原假設。

表3 假設四OLS回歸結果

GDP增長率

GDP增長率波動CI

0.0324

（0.03）

0.8436

（0.48）

0.5621

(0.29)

-0.2534

（-0.96）

-1.8043***

（-3.08）

-1.7476***

（-2.73）

3.7943***

3.3331***

0.1526

0.166

（5.16）

(4.07)

（0.62）

（0.61）

CI×IE

-1.6662

-1.0101

2.425***

2.403**

（-0.67）

(-0.37)

（2.9）

（2.67）

19.7916*

10.5077

(1.72)

（1.59）

Oil

-1.91

0.4604

(-1.18)

(0.85)

30.8964*

(1.69)

5.5777

(0.92)

Intercept

10.5185***

（63.52）

8.3564

（17.45）

9.2524

（8.29）

0.6402***

（7.89）

0.5385***

（3.37）

-0.0036

(-0.01)

Rsq

0.0000

0.4165

0.47

0.1158

0.1982

0.2793注：括號內(nèi)的數(shù)為對應變量系數(shù)的t值，***表示1%的置信度下拒絕原假設，**表示5%的置信度下拒絕原假設，

*表示10%的置信度下拒絕原假設。

GDP增長率波動與央行信息交流指數(shù)（CI）呈負相關但并不顯著，這與假設三中"央行信息交流增加可以減少產(chǎn)出波動"的表述并不完全吻合。但通過加入通脹預期并與之交互，GDP增長率波動與CI的負相關性更加顯著，同時方程的解釋力進一步提高，說明央行溝通交流可以通過管理公眾的通脹預期來達到減小產(chǎn)出波動的效果。此時，央行對于經(jīng)濟形勢的看法形成了公眾調(diào)整預期的"信念聚點"，預期更加趨于理性，減少了GDP增長中的非理性波動。四、結論與建議

通過以上理論分析和實證研究可以得出以下結論：貨幣政策透明度和中央銀行信息交流均可以減少通脹波動與產(chǎn)出波動，維持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定。貨幣政策透明度作為一種制度化的安排，對于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的影響具有持續(xù)性；央行信息交流通過影響公眾通貨膨脹預期更加有效地減少經(jīng)濟運行中的干擾信號，形成"信念聚點"來減少經(jīng)濟中的過度波動。為此，提出如下政策建議：

1.進一步全方位提高我國貨幣政策透明度。國內(nèi)外學者的經(jīng)驗研究表明，我國中央銀行政策的透明化程度與發(fā)達國家相比有較大差距，需要采取有效措施進一步提高我國貨幣政策透明度?，F(xiàn)階段中央銀行實行的是多目標制，每個目標也有明確的先后順序，但是沒有對貨幣政策目標進行量化，而這容易導致言行不一，從而引發(fā)公眾的胡亂猜測，導致市場預期紊亂。市場預期若與央行預期不一致，會使央行改變對市場的判斷，從而使政策偏離既定方向。為了更好地實現(xiàn)貨幣政策目標，需要確定中長期通貨膨脹和產(chǎn)出的目標值或目標區(qū)間，把通貨膨脹率維持在可以促進經(jīng)濟增長的范圍內(nèi)，這樣既增加了中央銀行貨幣政策操作的靈活性，又限制了操作的隨意性。

2.培育規(guī)范的中央銀行信息交流機制。一方面，由于貨幣政策信息對金融市場的運行及公眾的利益有重要影響，從制度上要求中央銀行提高信息披露質量，加強透明化建設；另一方面，中央銀行面臨著多元化的溝通對象，央行要在書面溝通上進一步規(guī)范貨幣政策報告，在報告中對貨幣政策是如何制定，在當前的經(jīng)濟環(huán)境下政策目標如何實現(xiàn)等進行詳細說明。通過規(guī)范的信息交流機制讓公眾接收到精確的貨幣政策信息，從而正確理解央行的意圖，增強貨幣政策有效性，引導宏觀經(jīng)濟穩(wěn)健發(fā)展。

3.增強我國中央銀行貨幣政策的可信度。我國中央銀行應該堅持實際政策操作與公開披露內(nèi)容相一致，同時還需要解決好中央銀行獨立性、問責制和透明度等問題。中央銀行的獨立性，是中央銀行履行職責時法律和國務院賦予或實際擁有的權力、決策與行動的自主程度。獨立性地位是中央銀行抑制通貨膨脹、實現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)和經(jīng)濟增長，樹立央行公信力的基礎。強化問責制可以促使中央銀行審慎地履行職責，并對其權力進行制衡，督促其對施行的決策和行為負責。我國應該積極創(chuàng)造條件，努力營造一個有利的經(jīng)濟金融環(huán)境，為我國中央銀行貨幣政策可信性的提高做好配套準備。

參考文獻：

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

［2］Fry, M., Julius, D., Mahadeva, L., Roger, S. and Sterne, G. Key issues in the choice of monetary policy framework［J］. Monetary Policy Frameworks in a Global Context, 2000，(1):1-216.

［3］Geraats, P. The mystique of central bank speak［J］. International Journal of Central Banking, 2007,3(1):37-80.

［4］Cukierman, Alex, AllanH. Meltzer. A theory of ambiguity,credibility, and inflation under discretion and asymmetric information［J］. Econometrica,1986,54(1): 1099-1128.

［5］K. Kydland, E. Prescott. Rules rather than discretion:the inconsistency of optimal plans［J］.The Journal of Political Economy, 1977,85(3):473-491.

［6］Barro, R. J. and Gordon, D. B. Rules, discretion and reputation in a model of monetary policy［J］. Journal of Monetary Economics, 1983, 12(1):101-121.

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

［8］Hoeberichts, M., M. Tesfaselassie. Central bank communication and output stabilization［M］. De Nederlandsche Bank, 2004：67-90.

［9］C. Van Der Cruijsen, S. Eijffinger. The economic impact of central bank transparency: a Survey［R］. Netherlands Central Bank, Research Department, 2007：73-80.

［10］Chortareas, G., D. Stasavage, and G. Sterne. Monetary policy transparency, inflation and the sacrifice ratio［J］. International Journal of Finance and Economics, 2002, 7(2):141-155.

［11］Levin, A.T., F.M. Natalucci and J.M. Piger. The macroeconomic effects of inflation targeting［J］. Federal Reserve bank of St. Louis Review, 2004,86(4):51-80.

［12］Born, B., M. Ehrmann and M. Fratzscher. Macroprudential policy and central bank communication［J］. CEPR Discussion Paper, 2013,12:1-39.

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

［14］李永寧,黃明皓,郭玉清,王曉峰. 貨幣政策:從提高透明度到交流戰(zhàn)略原因、理論基礎、爭論和發(fā)展趨勢［J］. 經(jīng)濟與管理研究,2013,(6):89-98.

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

［16］張鶴,張代強,姚遠.張鵬.貨幣政策透明度與反通貨膨脹［J］.經(jīng)濟研究,2009,(7):12-14.

［17］卞志村,張義.央行信息披露、實際干預與通脹預期管理［J］.經(jīng)濟研究,2012,(12):15-28.

［18］肖爭艷,陳彥斌.中國通貨膨脹預期研究:調(diào)查數(shù)據(jù)方法［J］.金融研究,2004,(11):1-18.

(責任編輯:姚德權)

Central Bank Transparent Policy and Macroeconomic Stability

QU Xiaoxiang, LI Ying

(College of Finance & Statistics, Hunan University, Changsha, Hunan 410079, China)

Abstract：In the context of inflation expectation management, this paper constructed a Chinese central bank communication index for the period of 2001 to 2013 to find the effect of central bank transparent policy on macroeconomic stability. The results showed that a more transparent monetary policy was conducive to macroeconomic stability. In some cases,the central bank's transparent policy is even more effective than its actual intervention. So the People's Bank of China should further enhance its level of transparency.

Key words：Central bank transparent policy；Central bank communication；Macroeconomic stability