宋 楊，黃如意

（1.淮北師范大學經濟與管理學院，安徽淮北235000，2.安徽大學金融與統(tǒng)計研究中心，安徽合肥 230031）

央行溝通是中央銀行通過各種渠道將貨幣政策決策、未來經濟前景等政策信息清晰地傳導給市場主體，降低噪聲，減少不確定性，以引導公眾主體的心理預期，從而調控宏觀經濟的活動[1]。中央銀行與公眾的信息溝通是實現(xiàn)貨幣政策預期引導功能的主要方式[2]。此外，受新常態(tài)下經濟結構性矛盾等因素的影響，中國央行傳統(tǒng)數量型調控政策的有效性已大幅降低，而價格型調控體系的健全和完善還有待時日，使得傳統(tǒng)貨幣政策兼顧“總量”與“價格”調控平衡與轉換的功能有所減弱[3]。因此，在傳統(tǒng)貨幣政策工具不能較好發(fā)揮其作用的貨幣政策框架轉型期，央行信息溝通機制若能充分發(fā)揮其在穩(wěn)定和引導市場預期方面的作用，有效提高貨幣政策的有效性，對于中國貨幣政策調控能力的提升以及宏觀經濟的穩(wěn)定運行都具有重大意義。

然而，由于公眾的心理預期普遍會隨著市場情緒、經濟金融環(huán)境的變化而變化，這種公眾心理預期的易變性給貨幣政策的調控效果帶來了很大的不確定性，其中一個主要表現(xiàn)是貨幣政策調控的非對稱效應。非對稱效應理論一直是貨幣政策理論研究的重要方面，而產生貨幣政策非對稱效應的根源和機理仍是困惑廣大經濟研究工作者的重要問題。引起貨幣政策非對稱性效應的原因很多，從心理因素層面考慮，其中一個最主要的原因是公眾主觀預期的非對稱性[4]。作為逆周期調控的貨幣政策，在不同的經濟周期階段，都會受到市場情緒因素的影響，且在不同的經濟狀態(tài)下，貨幣政策引導公眾預期的難易程度不同，因此也造成了貨幣政策調控的非對稱性效應。

目前，貨幣政策信息溝通調控對公眾預期的非對稱性效應的研究幾乎空白。鑒于此，通過構建中國央行信息溝通指數，運用非線性的邏輯平滑移動自回歸（LSTR）模型研究央行信息溝通調控對公眾預期的影響是否存在非對稱效應，如果存在，具體的影響機制如何？本文結構安排如下：第一部分是與央行信息溝通機制研究相關的理論文獻與實踐述評；第二部分展開實證研究；最后是結論和政策建議。

1 中央銀行信息溝通的研究與實踐

1.1 央行信息溝通的內涵及功能研究

信息溝通是指中央銀行對微觀經濟主體進行政策信息交流與供給的行為，其目的在于通過與公眾的溝通交流，尋求公眾對政策信息的理解和認可，從而減少中央銀行與微觀經濟主體的信息不對稱，以引導市場預期，實現(xiàn)貨幣政策調控目標。信息溝通的方式可以是中央銀行行長的談話、新聞發(fā)布會等口頭方式，也可以是貨幣政策會議紀要與政策報告等文字方式，這類信息溝通的方式同樣屬于貨幣政策調控的范疇，與信貸、貨幣、利率等實際貨幣政策變量的調控共同構成了貨幣政策調控體系。

目前，經濟學界已經基本認可央行的信息溝通是貨幣當局進行市場預期管理，實現(xiàn)貨幣政策目標的重要工具，其功能已經得到國內外學者們的大量研究。其研究的出發(fā)點在于中央銀行與微觀經濟主體的信息不對稱以及利益博弈，比如Morris和Shin認為中央銀行相對于公眾在信息捕捉上有較大優(yōu)勢，因此央行有必要通過信息溝通的方式向公眾傳達更多政策信息，以減少公眾的不確定性，同時，其研究指出央行發(fā)布的信息相對于公眾基于自身信息做出的決策有較強的擠出效應[5]。李拉亞基于不對稱收益囚徒困境博弈模型分析了中央銀行政策調控與經濟主體對策互動關系的利益分析，研究得出，在不完全信息條件下，在有限期重復博弈后，經濟主體與中央銀行可以產生合作行為[6]。Kohn 和Sack 認為中央銀行與公眾建立較好的溝通機制可以降低信息不對稱性，進而建立中央銀行良好的公信力，于是央行便可以通過信息溝通引導公眾預期朝著既定政策目標修正[7]。

功能方面，能否提高貨幣政策有效性是研究央行信息溝通機制的核心，而提升貨幣政策有效性的關鍵在于能否成功引導公眾預期，關于這方面的研究基本得到了較為正向的結論，比如Blinder 等較早注意到央行信息溝通機制對貨幣政策實施效果的重要作用，作者指出貨幣當局主動向市場提供貨幣政策決策、目標以及未來路徑等政策信息能夠有效引導和管理公眾預期，提高貨幣政策的有效性[1]。Beaudry 和Portier 指出，在前瞻性指引（looking forword）的最優(yōu)化決策行為下，任何反應未來經濟運行狀況的政策信息都能夠影響市場預期[8]。以上研究表明，包含貨幣政策決策、目標以及未來經濟運行狀況的政策信息能夠影響和改變公眾的心理預期，進而影響到公眾的決策行為。

央行信息溝通過程中政策信息的準確性、可信度和一致性等因素是決定能否有效引導和管理公眾預期，影響其功能發(fā)揮的重要條件。Nechio 和Regan深入分析了央行信息溝通中向公眾傳遞信息的準確度問題，指出央行向公眾傳遞的信息中是包含噪聲的，央行向公眾發(fā)出自己所掌握的不準確信息會使得公眾更加迷茫，從而降低貨幣政策的有效性[9]。Boyarcheko 引入貨幣政策宣告，結論表明貨幣政策立場不變時，貨幣政策宣告對公眾預期影響顯著，會提升貨幣政策的有效性[10]。王博、高青青研究了中國央行溝通的一致性問題，指出中國央行貨幣政策立場的調整是緩慢漸進的[11]。由此可見，中央銀行應向公眾傳達準確且確定的政策信息，以消除市場中的“噪聲”，避免模糊信息導致的預期偏差，以此達到與公眾預期協(xié)調的目標[12]。

1.2 央行信息溝通的實踐及實證研究

目前，關于央行信息溝通影響公眾預期的實證研究及實踐經驗較為豐富。各國中央銀行在管理公眾預期方面的具體操作實踐差異較大，但操作本質大致相同，基本都是通過信息溝通的方式引導公眾預期，并提高政策的透明度和央行的公信力[13]。實踐中，一些發(fā)達國家會定期發(fā)布經濟的未來趨勢以及貨幣政策的未來傾向來引導公眾的預期。代表經濟未來趨勢的指標包括GDP、CPI、就業(yè)率、匯率等，而代表貨幣政策未來傾向的指標一般為政策利率。通過對未來的政策利率水平開展前瞻性指引，進而引導市場的利率預期，如美聯(lián)儲、歐洲央行、日本央行、英國央行、加拿大央行等均采用了前瞻性指引政策。實證研究方面，Best 和Kapinos 研究了基于利率預期的前瞻性指引的政策效果，實證結論表明信息溝通機制能夠有效提高央行貨幣政策預期管理的效果[14]。

另一種央行溝通的具體實踐是央行向市場公布官方的通貨膨脹目標，并承諾其首要目標是長期維持低通脹水平，即通貨膨脹目標制。通貨膨脹目標制強調央行應主動向公眾闡釋其遵循的貨幣政策規(guī)則，讓公眾了解其設定的貨幣政策目標，進而可以有效地引導和錨定公眾的通脹預期，降低福利損失，提高貨幣政策效果。目前，新西蘭、英國、西班牙、瑞典等國家均采用這一政策。

目前，我國中央銀行的信息溝通機制還不夠健全，基本沒有發(fā)布官方的經濟預測，媒體上基本是一些機構或研究中心對未來經濟進行預測；且貨幣政策目標過多，導致公眾難以判斷，不利于公眾預期的形成。我國央行的溝通實踐主要通過一些新聞發(fā)布會上央行行長或貨幣政策委員的發(fā)言以及每季度發(fā)布的《中國貨幣政策報告》的書面信息來實現(xiàn)，因此還有較大的改進空間。國內相關的實證研究集中于構建貨幣政策信息溝通指數（包括書面溝通指數和談話溝通指數等），檢驗其對公眾預期的影響[15-18]。從研究結果來看，基本都得出中國的信息溝通能夠積極地影響市場預期。目前，關于中央銀行溝通的不對稱性研究極少，作者搜集到的文獻中只有王博、高青青研究中央銀行溝通一致性時得到中國央行前瞻性溝通確實存在不對稱效應[11]。鑒于此，本文繼續(xù)以上研究，分析貨幣政策信息溝通是否對公眾預期存在著非對稱性效應。

2 中國央行信息溝通對公眾預期非對稱性影響的實證研究

國內關于貨幣政策調控非對稱性效應的研究大多數集中于傳統(tǒng)貨幣政策操作對產出和價格水平的非對稱性影響。借鑒以上研究方法，本文運用非線性LSTR 模型研究央行信息溝通是否對公眾預期存在非對稱效應。

2.1 變量選取與數據處理

2.1.1 中國央行信息溝通指數

研究中央銀行信息溝通對市場信心的非對稱性影響，需要找到符合中國央行信息溝通指數的文本形式及量化方法。中央銀行網站每季度公布的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》是我國中央銀行向市場傳遞和溝通貨幣政策信息的權威媒介，可以作為構建信息溝通指數的主要文本；國內關于文本形式的信息溝通指數的構建基本根據Heinemann 和Ullrich 的措辭提取方法，通過在每季度發(fā)行的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》中提取與貨幣政策操作信息相關的關鍵措辭，如利率上調、下調，貨幣政策相對寬松、從緊等[9]。分別將提取的關鍵措辭對應到從緊、相對寬松和穩(wěn)健的貨幣政策三大區(qū)制，再基于方差分析原理，篩選出具有統(tǒng)計顯著性的關鍵措辭，隨后根據措辭在三種區(qū)制下的差異以及各個關鍵措辭總變差的解釋程度確定措辭的權重?；谝陨喜襟E構建的央行信息溝通指數定義為Xht。

基于文本內容和以上方法構造了2001 年第1 季度至2015 年第2 季度的中國央行信息溝通指數。由圖1可以看出，正向強度越大代表貨幣政策寬松程度越大，反之則貨幣政策收緊越明顯。本文測度的央行信息溝通指數與林建浩、趙文慶[20]構造的2001 年第1 季度至2013 年第4 季度的央行溝通指數比較發(fā)現(xiàn)，兩指數曲線走勢基本一致，可以認為本文構建的央行信息溝通指數基本能夠準確清晰地刻畫我國央行在不同時期向市場傳達的含有貨幣政策傾向的政策信息，這些信息內容一定程度上會對公眾預期和信心產生影響。

圖1 央行信息溝通指數趨勢圖

2.1.2 預期的核心指標

代表公眾預期的核心指標首推消費者信心，故本文選取消費者信心指數作為反映公眾預期的代理變量。將消費者信心指標進行季度平均，運用X12方法進行季節(jié)調整，以剔除季節(jié)波動的因素。數據來自中國人民銀行網站和中經網統(tǒng)計數據庫。

2.2 STR模型簡介及實證模型構建

STR（Smooth Transition Regression）模型方法。標準的STR模型有如下非線性形式：

（1）式中，yt表示被解釋變量，x=表示解釋變量向量，解釋變量xt中包含被解釋變量的滯后項yt-1，也包含與yt相關的其他解釋變量zjt及其滯后項。i=1,…,k，j=1,…,m。φ=(φ0,φ1,…,φp)和θ=(θ0,θ1,…,θp)分別表示模型中線性和非線性部分的參數向量，G(γ,c;st)是一個由轉換變量st、定位參數c 和斜率參數γ 決定的轉換函數，根據其表達形式的不同，分別定義為邏輯（logistic）平滑轉換和指數（exponential）平滑轉換，如（2）和（3）式。由式（2）和（3）可以看出，G(γ,c;st)是一個連續(xù)有界的函數，可以在0-1 之間進行平滑轉換，轉換變量st取自xt中變量，定位參數c 決定了轉換的具體位置（閾值），斜率參數γ決定了變量st的平滑轉換速度。

模型是否具有非線性特征以及具體采用何種平滑轉換，早期學者們是通過構造Lagrange乘數檢驗來判斷，后來，學者們將檢驗方法改進為構造F統(tǒng)計量，獲得了較好的檢驗效果。由式（2）和（3）可以看出，如果γ=0，則（1）式為線性模型，所以可以設定原假設為γ=0，備選假設為γ ＞0，對轉換函數G(γ,c;st)，在γ=0處進行三階泰勒展開，得到如下輔助方程：

此時，原假設H0：γ=0等價轉化為H0：δ2=δ3=δ4=0，若拒絕原假設，則認為存在非線性。通過預先選定轉換變量st以及確定滯后階數，接著采用序貫檢驗對式（4）進行檢驗，以確定具體的轉換函數類型。檢驗次序如下：

①H04∶δ4=0；②H03∶δ3=0|δ4=0；

③H02∶δ2=0|δ3=δ4=0。

檢驗基于輔助方程（4），原假設H04、H03和H02對應的F統(tǒng)計量分別為：F4、F3和F2，具體形式的判斷原則為表1，一般情況下，JMulTi 軟件會提供清晰地選擇建議。

表1 LSTR模型類型的判斷原則

由構建的貨幣政策信息溝通指數可以看出，貨幣政策存在擴張和緊縮時期，并且兩種狀態(tài)之間會平滑地轉換，符合STR 模型構建的原理，因此構建STR 模型研究貨幣政策的平滑轉換對消費者信心的動態(tài)影響機制。設定消費者信心（Conf）為被解釋變量，貨幣政策信息溝通指數（Xh）為解釋變量，根據研究問題，可提前設定貨幣政策信息溝通的滯后變量為模型中的轉換變量，具體模型形式如下：

k 和l 分別為被解釋變量和解釋變量的滯后階數，且有k ≤l。

2.3 實證檢驗與結果分析

2.3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

用數據構建的貨幣政策信息溝通指數和消費者信心指數，兩變量均為時間序列，在做回歸分析之前需要進行平穩(wěn)性檢驗。具體檢驗結果見表2。

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗結果

檢驗結果表明：兩變量序列為非平穩(wěn)序列，經過一階差分處理后，兩變量時間序列平穩(wěn)。故我們可以對兩個差分后的時間序列變量進行Granger因果關系檢驗與STR 模型建模，兩變量的差分序列表示為兩變量的變化率所構成的序列。

2.3.2 格蘭杰因果關系檢驗

兩變量的格蘭杰因果關系檢驗由諾貝爾經濟學獎得主Granger 所開創(chuàng)，用于判斷其中一個變量是否是另一個變量的Granger原因。

表3 Granger因果關系檢驗結果

由Granger 因果關系檢驗結果表明，滯后期在2-4 階的情況下，在10%的顯著性水平下，貨幣政策信息溝通變動是引起消費者信心變動的Granger 原因，但消費者信心變動都不是貨幣政策信息溝通變動的Granger原因。這表明央行信息溝通對消費者信心的變動具有一定程度的先導影響，故央行在進行信息溝通這一非常規(guī)貨幣政策操作時應關注市場信心及預期的變動。

2.3.3 非線性檢驗以及模型確定

首先設定轉換變量st-d為貨幣政策信息溝通指數Xht-d，以轉換變量的滯后1-4 期逐次估計輔助方程（4），得出F 統(tǒng)計量的值，結果顯示選取滯后3 階的LSTR1回歸模型最佳，故最終選取貨幣政策信息溝通指數的滯后3期為轉換變量。以下表4給出了JMulTi軟件的序貫檢驗結果。

表4 序貫檢驗結果

2.3.4 LSTR模型估計結果

（1）平滑參數和閾值參數初始值的確定

LSTR 模型的參數估計遵循非線性的優(yōu)化過程，參數初始值的確定是利用優(yōu)化算法估計參數的關鍵。該模型中有閾值參數和定位參數，對于多參數初值確定一般采用網格搜索法，該方法是將各參數所在的可行區(qū)間組合劃分為較大數量的小區(qū)域，由計算機形成各參數變量組合，對應模型殘差平方和最小的參數組合基本能確定全局最優(yōu)解。LSTR模型兩參數初始值的確定只需采用二維網格搜索法：預設參數C 所在區(qū)間為[-3.6838,6.7616]，參數γ 所在區(qū)間為[0.5,10]，兩區(qū)間組合成二維平面，分別將區(qū)間進行30 等分，這樣就構造了900 個小區(qū)域，每個小區(qū)域中的參數組合所確定的模型殘差平方和（SSR）反映在縱軸上，見圖2。通過JMulTi 軟件進行網格搜索確定參數C 和參數γ 的初始值分別為-1.522 7 和2.895，此時的殘差平方和達到最小為118.877 9。

圖2 二維網格搜索空間圖

（2）模型參數的估計

LSTR 模型屬于動態(tài)非線性系統(tǒng)模型，其參數估計一般采用極大似然估計方法，由于對非線性問題進行了泰勒展開處理，需要采用極大似然估計的數值解法估計參數。Newton—Raphson 迭代算法是較優(yōu)的極大似然估計的數值解法，在確定了模型的最佳參數初始值以后，將其作為初始迭代值,設置最大循環(huán)次數為10 000次，所得參數估計結果見表5。

表5 模型估計參數值表

模型的參數估計值表明，在線性部分中，除了央行信息溝通的二階滯后項不顯著以外，其余變量都在10%的水平下顯著；對于非線性部分，消費者信心的二階滯后項顯著，央行信息溝通的2 階和3 階滯后項的參數估計均在10%的水平下顯著。由調整的R2為0.681 6，殘差標準差為3.065 6，可知模型的參數整體估計效果較好，這也充分驗證了貨幣政策信息溝通對消費者信心存在非線性的動態(tài)平滑轉換機制。

對于非線性部分中的轉換函數G(γ,c;Xht-3)來說，當央行溝通的三階滯后變量在C=-1.3713 附近時，轉換函數G 會在0-1 之間發(fā)生平滑轉換，這對所構造消費者信心關于央行信息溝通的兩個線性方程yt=φxt+μt和yt=(φ+θ)xt+μt起到了傳遞的作用，而C=-1.3713 是兩線性方程相互轉換時的轉折點。對于模型本身來講，消費者信心會在兩種不同區(qū)制下受到央行信息溝通機制的影響，這里參數γ反映了貨幣政策信號的轉換速度，模型估計的γ=3.066 3，數值較合理，說明由央行信息溝通機制決定的兩種區(qū)制的轉換速度平穩(wěn)，平滑轉換圖見圖3。

圖3 轉換函數平滑轉換圖

當Xht-3＜-1.3713 時，G(γ,c;Xht-3)近乎為0，此時消費者信心受央行信息溝通的影響表現(xiàn)為表5中線性部分，央行信息溝通一個單位的正向變化，即本就處于緊縮狀態(tài)的貨幣政策時期，若溝通內容體現(xiàn)出略寬松傾向的貨幣政策信息時，對消費者信心具有一定的提升作用；當Xht-3＞-1.3713，G(γ,c;Xht-3)近乎為1，此時消費者信心受貨幣政策信息溝通的影響表現(xiàn)為表中線性部分和非線性部分影響之和3.7031-3.374 0，為0.329 1，由變量前的系數相加可知，央行溝通中寬松的貨幣政策信息對消費者信心的影響效果有所降低。以上表明央行信息溝通在對公眾預期進行引導時確實存在著非對稱效應。

（3）實證模型的穩(wěn)健性檢驗

對參數估計后的非線性LSTR 模型進行穩(wěn)健性檢驗與一般線性回歸模型穩(wěn)健性檢驗方法類同：常規(guī)方法是對模型估計后的殘差項進行一些項目的檢驗，比如殘差項是否服從正態(tài)分布、是否存在序列自相關和異方差等現(xiàn)象。對估計后的LSTR 模型的殘差項做了以上三個方面的檢驗，檢驗結果見表6。

表6 殘差無序列相關、異方差及正態(tài)性檢驗的結果

檢驗結果表明，對殘差序列的滯后1～6階項做線性回歸，回歸結果的檢驗P值均大于10%的顯著性水平，說明STR 模型估計后的殘差項無序列自相關；對殘差項做滯后8 期的AHCH-LM 檢驗，卡方統(tǒng)計量和F 統(tǒng)計量對應的P 值均遠大于5%的顯著性水平，說明殘差中AHCH 效應是不顯著的，即殘差項存在條件異方差的概率較?。粚埐钚蛄惺欠穹恼龖B(tài)分布做JARQUE-BERA 檢驗，卡方統(tǒng)計量的P值也遠大于5%的顯著性水平，不應拒絕殘差序列服從正態(tài)分布的原假設。對殘差序列的各項檢驗結果表明，研究結論具有較好的穩(wěn)健性。

3 結論與政策啟示

在對已有關于央行信息溝通引導公眾預期，提高貨幣政策有效性等研究進行述評的基礎上，運用Granger因果關系檢驗分析了央行信息溝通與消費者信心的關系，并結合非線性STR 模型研究了央行信息溝通對消費者信心的非對稱性影響。研究發(fā)現(xiàn)，央行信息溝通變動是引起消費者信心變動的格蘭杰原因，且央行信息溝通在引導公眾預期過程中，對消費者信心的影響確實存在著非對稱性。結合述評及實證結論給出政策建議。

第一，由于央行具有天然的信息優(yōu)勢，故央行應注重與公眾的信息溝通，合理引導公眾預期和穩(wěn)定公眾的信心，避免公眾由于不能及時獲取有用的政策信息而產生對未來經濟發(fā)展的信心不穩(wěn)定。

第二，當央行所搜集的信息不充分時，也應避免盲目溝通。不然也可能會對公眾的認知帶來更大的不確定性，導致因溝通而使得政策有效性降低。因此，央行應重視與市場溝通信息的準確度問題。

第三，央行與公眾溝通時應信守承諾，立場堅定，且與政策聲明保持一致，使貨幣政策具有較高的可信度。貨幣政策可信度的提高往往會對公眾的預期引導帶來事半功倍的效果，也更加有利于提高中央銀行的公信力和權威性。

第四，央行信息溝通時應進一步疏通相關貨幣政策的傳導渠道，并尋求多樣化的溝通渠道，注重發(fā)揮專家學者和媒體的溝通作用。通過通俗易懂的溝通內容減少公眾認知的不確定性和決策的復雜性，以穩(wěn)定公眾對未來經濟發(fā)展的預期。

第五，央行在進行信息溝通時應注重溝通的語言藝術，尤其是在貨幣政策傾向發(fā)生轉變時，不宜于過度夸張，也不能過度保守，起碼做到政策信息明確，最好與貨幣政策實際操作相協(xié)調，有助于公眾形成更穩(wěn)定的預期。