央行信息披露、货币政策时滞与金融市场利率

高 歌， 何启志

(安徽财经大学 金融学院，安徽 蚌埠 233030)

自2008年国际金融危机以来，在一些国家面临低利率甚至是零利率的情况下，许多国家把通货膨胀预期管理作为中央银行货币政策工具的重要补充。央行信息披露，即中央银行通过各种信息渠道传达出含有央行未来货币政策态度的信息来影响公众的心理预期，从而对金融市场利率以及经济活动产生影响。那么，央行信息披露可以作为货币政策工具吗？它能否发挥作用，又如何发挥其作用？围绕这些问题，国内外学者进行了一系列研究。Woodford(2005)认为中央银行的信息披露可以对公众的通货膨胀预期产生重要影响，从而作用于短期利率[1]。Demertzis 和 Viegi(2008)构建了一个描述信息游戏的简单模型发现央行沟通可以给公众提供明确的通货膨胀目标，可以有效降低通胀缺口以及产出缺口的波动，有利于宏观经济的稳定运行[2]。冀志斌和周先平(2011)利用EGARCH模型发现央行沟通可以对短期市场利率产生显著影响，表明央行信息沟通可以作为货币政策工具影响经济运行[3]。付英俊和夏仕龙(2017)则进一步发现央行沟通在经济增长较快的时期对公众通胀预期的干预效果要优于经济增长较慢的时期，具有非对称性[4]。王宇伟等(2019)则通过实证发现央行沟通可以促进实体企业投资；同时当央行言行一致时，其政策效果更好[5]。

央行信息披露作为一种新型货币政策工具，是对货币政策的重要补充。已有文献多是通过独立的角度研究央行信息披露对公众通货膨胀预期、资本市场或社会经济产出的影响来考察央行信息披露的有效性以及作用机制，缺乏将央行信息披露与传统货币政策工具作为一个交互影响、协同作用的整体考察对市场利率的影响究竟有何不同。如在反应时滞长短以及对金融市场利率的作用力度大小上是否有明显不同及各自特点。本文拟通过措辞提取法以及不同区制下的方差分析等方法筛选出能够传递央行下一步货币政策意图的信息来构建央行信息披露指数，并考察央行信息披露与传统的货币政策工具，如法定存款准备金率、货币供应量增长率等对金融市场利率的影响，并对其有效性做出评价；然后进一步构建模型考察央行信息披露与以往货币政策工具在传导时滞以及对市场利率的作用不确定性等方面的区别。上海银行间同业拆放利率(SHIBOR)作为银行间同业拆借的基准利率，对金融市场利率具有典型代表性，对金融产品的定价、收益率也具有重要的指导作用，因此文章选取SHIBOR作为典型的金融市场利率代表变量。

一、信息披露对市场利率不确定性影响的理论分析及假设

传统的货币政策工具，比如央行公开市场操作、变动法定存款准备金率、再贴现等因其良好的可操作性、可观测性以及能够间接地作用于货币政策的最终目标等原因常常被各国中央银行所采用。但是这三种类型的货币政策工具在对市场利率的调控时，其作用力度与传导机制往往存在着较大不同。往往在政策实施后的很长一段时间里，中央银行并不能准确判断其对金融市场的影响，这常常导致金融市场利率的不确定性。因此，我国在2008年金融危机后开始愈加重视通过调节通货膨胀预期来对金融市场产生影响。央行信息披露可以减少货币政策制定部门与金融机构以及金融市场的参与个体之间的信息不对称，起到引导、管理货币政策预期的作用，减少市场的不确定性，有利于宏观经济稳定运行。

在西方国家，常采用公开市场操作作为主要的货币政策工具。在我国，由于公开市场操作的作用常常难以达到央行的预期，所以在过去往往会采用变动广义货币供应量增长率和法定存款准备金率调控经济运行。虽然会在短期就对经济运行产生影响，但是这种影响常常会持续较长的时间，从而容易引起金融市场的波动。这一特性意味着这两种货币政策工具并不适用于中央银行短期微调市场利率。据此，本文首先考察变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率、央行信息披露这三种调控方式对金融市场的影响力度。由此可以得到以下假设：

假设1：变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率、央行信息披露这三种调控方式都能有效调节金融市场利率，但对金融市场利率的调节力度不同。

由于传统的货币政策在发挥作用的过程中，往往会有较长的时滞，即在政策实施之后要经过较长时间的传导，并在相当长的一段时间都会影响金融市场。在这一过程中，央行常常会发现所面临的经济环境已经发生改变，而只得做出相应的调整。此时，公众与市场对中央银行的货币政策意图的认知常常会变得模糊，难以统一。那么根据这些具有较大差异的认知所做出的市场反应往往会造成市场的波动。Levin等(2004)通过对比实行通货膨胀目标制和没有实行通货膨胀目标制国家之间的数据发现：实行通货膨胀目标制的国家可以有效降低经济运行的通胀水平，有利于稳定宏观经济运行[6]。央行信息披露可以有效向市场传递出中央银行的意图，提前锚定市场参与主体对未来的通货膨胀预期。央行出于对自身信誉以及市场稳定的考虑，往往更倾向于维持所公布的货币政策目标，从而有效减少市场的波动，提高社会产出水平。央行利用信息披露对金融市场施加影响时，能够具有较少的时滞，从而有效缓解金融市场的不确定性风险。由此可以得到以下假设：

假设2：变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率和央行信息披露这三种调控方式对金融市场利率的作用时滞以及由此带来的不确定性风险不同。

如果变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率与央行信息披露对金融市场的作用力度以及传导机制、时滞存在显著的差别，那么中央银行可以从货币政策目标出发，根据这三种干预方式的特点灵活组合以更为精准地调控宏观经济运行。当直接采用变动法定存款准备金率或货币供应量增长率等传统货币政策工具来调控宏观经济运行时，可对金融市场产生长期的、力度较大的干预。如果采用央行信息披露的方式则可以短期、温和地调整金融市场的波动。同时，中央银行也可以在运用传统货币政策工具的同时协同进行信息披露，一方面可以较快对金融市场产生影响，另一方面也有助于引导金融市场主体的预期，从而使货币政策工具发挥更好的效果。由此可以得到以下假设：

假设3：变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率、央行信息披露这三种方式对调控金融市场利率产生的长期影响不同，可以搭配使用，更为灵活地维持金融市场稳定运行。

二、信息披露对金融市场不确定性影响的实证分析

1.央行信息披露指数的构建

央行信息披露指数有不同的测度方法，可以通过归纳央行口头传递的信息，如：央行行长讲话或记者招待会等，或者通过书面形式传递的信息，如年度的《金融稳定报告》或季度公布的《中国货币政策执行报告》。由于央行通过口头公布的信息任意性较书面形式强，规律性较弱，所以本文采用央行书面形式披露的信息构建央行信息披露指数；又由于数据的丰富性，本文最终以《中国货币政策执行报告》为例，采用措辞提取法从中提取能够反映中央银行意图的措辞构建央行信息披露指数。

本文采用从2008年第一季度至2018年第三季度共43个季度的《中国货币政策执行报告》，参考卞志村和张义(2012)[7]，借鉴Heinemann 和 Ullrich(2007)提出的措辞提取法构建央行信息披露指数[8]。央行信息披露指数的构造步骤为：第一，分析、提取43个季度的《中国货币政策执行报告》中的传递央行下一步货币政策意图的措辞并统计措辞频数。第二，通过对法定存款准备金率等因素的变动的考量，划分货币政策扩张期、中性期、紧缩期的三个不同区制；对所统计的措辞采用ANOVA单因素方差分析，对选取的措辞再次进行筛选，仅保留10%的显著性水平下显著的措辞。第三，将经过筛选的措辞在三种不同区制下进行比较，进一步筛选出有区别度的措辞。第四，根据下文公式(1)构建央行信息披露指数，并将最终测算的我国2008年第一季度至2018年第三季度的央行信息披露指数绘制在下页图1中。其中wIt为央行信息披露指数；sign(xi)为所选取的措辞的符号，其值根据步骤三中两两比较的均值在三个区制的状况，在措辞为“通胀”“下调”时为负，在措辞为“政策从紧”“上调”时为正，即在央行信息披露传递给公众宽松预期时为负、传递紧缩预期时为正；nobs(xi,t)是措辞在t期报告中出现的频数；meanobs(xi)是措辞在各期报告中出现的频数的均值；st d(xi)为措辞在各期报告中出现的频数的标准差；φ2(xi)为措辞i所赋的权重，在本文中为不同措辞在不同区制下的方差分析的组间离差平方和与总离差平方和的比值。

(1)

图1 2008年第一季度-2018年第三季度央行信息披露指数

2.数据来源与指标选取

由于影响SHIBOR变动的因素较多，而在这些因素中，法定存款准备金率的变动起着十分重要的作用，广义货币供应量增长率(DlnM2)和居民消费价格指数(lnCPI)也对SHIBOR的变动起着十分重要的影响。由于本文的央行信息披露指数利用的是季度发行的《中国货币政策执行报告》构建，所以对SHIBOR、DlnM2、DRR、lnCPI这些指标也都根据日均数据或者月度数据进行了调整得到了季度的数据(数据来自东方财富网以及中国人民银行官网)。其中，由于货币供应量增长率(DlnM2)的调整并不具有严格规律性，部分M2增长率的变化发生在季度末期以至于对整个季度货币供应量增速影响的代表性较弱，所以在对M2增长率进行算术平均时考虑了调整时间在该季度的时段并据此进行了微调。由于SHIBOR是自2007年开始公布，以及M2增长率等数据的可得性，本文采取从2008年的数据进行分析。考虑到季节因素对数据的影响，对SHIBOR、DRR、DlnM2这三个数据进行了X-12季节调整；为了消除异方差，对居民消费价格指数取对数。

对数据进行平稳性检验。通过对时间序列变量利用ADF检验法进行单位根检验，以避免出现伪回归。检验结果显示：在5%的显著性水平下，所有的时间序列变量都是平稳的。

3.央行信息披露与传统货币政策工具对SHIBOR的影响

由于变动法定存款准备金率、变动广义货币供应量增长率以及央行信息披露影响的都是SHIBOR的真实值，文章选取的SHIBOR则是信用等级较高的商业银行间自主报价得来的名义值，其中包含了通货膨胀对SHIBOR变动的影响，所以以lnCPI代表实际通胀率并作为下页表1中模型一至模型五的控制变量。同时，由于传统货币政策工具常有明显的时滞，而《中国货币政策执行报告》也往往会在下个季度发布，为了减少数据损失，本文将SHIBOR作提前一期处理。各回归结果及相关统计指标如下页表1所示。从模型一至模型五中发现，lnCPI的系数一直为正且是高度显著的，所以说明文章控制变量选取是准确的。模型二与模型三在将lnCPI作为控制变量的基础上，考察了变动法定存款准备金率与变动广义货币供应量增长率对SHIBOR的影响，回归结果显示法定存款准备金率增加会导致SHIBOR增大，而广义货币供应量增长率的增加则会导致SHIBOR减少。模型四将两者纳入同一个模型，结论基本一致。模型五则是进一步纳入央行信息披露，在之前结论的基础上，发现央行信息披露指数与SHIBOR呈正比例变动，即央行紧缩性意图的信息披露会导致SHIBOR上升。至此，假设1得证。同时，从模型五可以看出，央行信息披露对SHIBOR的影响相较于变动法定存款准备金率和变动广义货币供应量增长率来说要更加温和，这意味着中央银行可以将央行信息披露作常备的干预金融市场、缓解金融市场异常波动的手段。而使用变动法定存款准备金率和变动广义货币供应量增长率的方式干预金融市场则可能因干预力度较大而加剧了金融市场的波动。

表1 央行信息披露与货币政策工具对SHIBOR的影响

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平。

4.央行信息披露与传统货币政策工具对SHIBOR的时滞效应

(1) SVAR模型的建立、稳定性检验与识别 由前文表1的模型我们发现央行信息披露、变动法定存款准备金率和变动广义货币供应量增长率对SHIBOR的作用力度是不同的，但是并不能说明这三者之间在时间上的影响的差异，即这种对SHIBOR的影响可以在政策实施后的一段时间内，以多大的程度影响SHIBOR。

为了进一步验证央行信息披露与传统货币政策工具对SHIBOR的时滞效应的动态关系，文章选用SHIBOR、央行信息披露指数(WI)、法定存款准备金率变化量(DRR)、广义货币供应量增长率(DlnM2)和居民消费价格指数(lnCPI)这五个内生变量建立SVAR模型来分析央行信息披露对SHIBOR的动态影响。通过对模型进行滞后阶数的检验，得到模型的滞后阶数为2。通过对模型进行稳定性检验，验证所有的特征值均小于1，从而说明建立的模型是稳定的。由于模型估计的方程具体系数与接下来的分析无关，所以不再报告。由于模型共包括五个内生变量，对于所选择建立的AB型SVAR模型来说，需要添加的约束条件为(2n2-n(n+1)/2)个，即35个约束条件。在这里，我们根据变量之间的经济特点假设：第一，由于一季度的《中国货币政策执行报告》在5月份左右发布，对1-4月的货币政策不存在影响，所以假设其对应参数为0，即A矩阵第一行元素除外均为0；第二，由于央行信息披露、变动法定存款准备金率与变动广义货币供应量增长率当期之间的影响很小，所以假设对应参数为0，结合假设1，则A矩阵为下三角矩阵；第三，由于货币政策之间普遍具有时滞，所以假设各方程随机扰动项之间不存在同期相关，即B矩阵为对角矩阵。综上所述，即A矩阵为下三角矩阵并且标准化主对角线的元素为1，B矩阵为对角矩阵。

(2) 脉冲响应分析 从脉冲响应图(下页图2)中可以看出模型中一个内生变量的变化对其他内生变量产生的影响。其中，实线表示SHIBOR对脉冲变量的响应，虚线表示95%置信水平下的区间。从图2(a)中我们可以看到，给央行信息披露指数一个正的冲击之后(根据公式(1)的正负号选取，即央行信息披露传递出紧缩意图)，从第一期起对SHIBOR有一个正的影响，并逐步增大到第四期对SHIBOR有一个最大的正的影响，此后这种正的影响逐步减小，并逐步衰减为零。这表明当央行通过信息披露向公众传递出紧缩的意图信息之后可以在很短的时期就对SHIBOR产生影响，同时在第四期就已经达到了最大影响，这验证了央行信息披露可以作为货币政策调整的常备工具对金融市场利率产生作用，且作用迅速、灵敏。同时对比图2(b)可以看到，在当期给法定存款准备金率一个正的冲击后，SHIBOR也会在第一期就产生一个正的响应，但是这种响应相比于央行信息披露要更为猛烈，作用持续时期更长，对长期的影响则更为显著。这反映出变动法定存款准备金率对市场利率作用时间长、作用强度大、持续时间长。同时，由于持续的时期较长，中央银行难以准确判断其总体产生的影响，常常面临调控过度的问题。

从图2(c)图可以看出，在当期给货币供应量增长率一个正的冲击后，SHIBOR在第一期就会做出一个负的反应，但是从图中也可以看出，这种负的影响从第三期开始衰减并且从第五期变为正值，此后逐步递增。这表明当增加货币供应量增速时，市场利率会先下降；但在中期之后，市场主体会有产生通货膨胀的预期，这就导致了图中所表现的SHIBOR利率逐步上升为正，即在第五期以后货币供应量增长率的增加会造成市场利率的上升。从图2(d)可以看出，当居民消费价格指数上升时，在中短期也会对SHIBOR产生一定的影响，说明居民消费价格指数也是影响市场利率的重要控制变量。

由图2可知，法定存款准备金率和广义货币供应量增长率的变动对调控金融市场利率的干预过于激烈、达到最大作用时期较长、不确定性较强，不适合应用于市场利率微度调整，也说明了不适宜将其作为常备货币政策工具。进一步对比发现，央行信息披露、变动广义货币供应量增长率和变动法定存款准备金率这三种方式对SHIBOR的作用时滞存在明显的两两差异。在短期央行信息披露对SHIBOR的作用近似于广义货币供应量增长率的变动，但是从更长的时期来看(第八期之后)，广义货币供应量增长率和法定存款准备金率的变动的影响更为显著。同时，法定存款准备金率在第五期之后逐步衰退，而广义货币供应量增长率直到第八期对SHIBOR的影响仍然较大。但随着时间的推移，变动广义货币供应量增长率的影响逐步扩大，这可能导致市场的波动，影响经济社会产出水平。中央银行可以根据这三者在作用时滞以及力度的特点，根据现实需要分别采用不同的干预方式更为灵活地调节金融市场利率。至此，假设2、假设3得证。

图2 脉冲响应图

5.对模型进行稳定性检验

SVAR模型的脉冲响应图受模型内变量顺序的影响。为了检验模型的稳定性，本文借鉴李云峰(2012)的方法[9]调整SVAR模型内变量顺序，重新构建模型。在剔除部分变量间同期影响并且调整了SVAR模型变量之间的顺序之后进一步验证变动法定存款准备金率、央行信息披露以及变动货币供应量增长率对SHIBOR的影响。经过对比发现，新脉冲响应图的结论与原SVAR模型类似，说明了前文所建立的SVAR模型的结论具有稳定性。鉴于文章篇幅，在此处不再列出新模型的脉冲响应图。

三、结论与对策建议

本文利用2008年第一季度至2018年第三季度的数据，通过考察调整法定存款准备金率、调整广义货币供应量增长率与央行信息披露对金融市场利率的作用力度及传导时滞得出以下结论：第一，变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率与央行信息披露这三种调控方式都能有效调节金融市场利率，但对金融市场利率的调节力度不同。采用调整广义货币供应量增长率和法定存款准备金率的方式调节金融市场利率可以很快起到效果并且在长期都能起到比较明显的作用。因此，变动广义货币供应量增长率和法定存款准备金率适合作为强力调整的货币政策工具，但不适宜作为常备货币政策工具。央行信息披露对金融市场利率的作用较为温和，并且可以很快达到最大影响并逐步衰减，能够避免过度干预造成的经济异常波动。第二，变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率和央行信息披露对金融市场利率的作用时滞以及带来的不确定性风险不同。在短期，央行信息披露对金融市场的作用效果显著，并在中期作用效果就会逐步衰减，由此并不会造成金融市场长期的波动。变动广义货币供应量增长率和法定存款准备金率对金融市场的影响逐步增加至中、长期都有较为明显的效果，这可能导致中央银行为了干预金融市场短期利率而造成了长期的异常波动。

针对本文结论提出如下建议：第一，中央银行应当增强信息披露的准确性。只有增强信息披露的准确性，才能有效减少市场的过度反应，锚定公众预期，避免金融市场的剧烈波动。如果中央银行的信息披露含糊不清则可能造成公众预期的差异与矛盾，并由此引起经济的波动。第二，变动广义货币供应量增长率、变动法定存款准备金率和央行信息披露这三种调控方式对金融市场利率的影响具有明显差异，可以搭配使用。由于这三种调控方式在达到最大作用效果的时间以及作用力度存在明显差别，那么中央银行可以根据货币政策目标的不同，灵活结合这三种方式作为货币政策工具调节金融市场利率。