中國(guó)金融市場(chǎng)會(huì)響應(yīng)央行溝通嗎？
——基于貨幣和債券市場(chǎng)的實(shí)證分析

一、引　言

中央銀行溝通是指“中央銀行通過書面或者口頭的形式，向金融市場(chǎng)、社會(huì)公眾和相關(guān)立法機(jī)構(gòu)等傳遞關(guān)于中央銀行貨幣政策目標(biāo)、戰(zhàn)略、國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀、經(jīng)濟(jì)前景及政策展望等相關(guān)信息，并進(jìn)行信息交流的過程”[1]。隨著各國(guó)中央銀行透明度和獨(dú)立性的增強(qiáng)，各國(guó)央行正在逐漸把央行溝通作為調(diào)節(jié)和管理經(jīng)濟(jì)的重要貨幣政策工具。

近年來(lái)，美國(guó)、歐盟等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的貨幣當(dāng)局頻繁使用央行溝通，輔助傳統(tǒng)貨幣政策工具，提高貨幣政策執(zhí)行效力，并實(shí)現(xiàn)金融市場(chǎng)穩(wěn)定。例如，在2007～2009年美國(guó)爆發(fā)次貸危機(jī)期間，央行溝通成為美聯(lián)儲(chǔ)應(yīng)對(duì)危機(jī)的主要工具。而我國(guó)央行也在近年的管理實(shí)踐中，加強(qiáng)了對(duì)央行溝通的使用。如在2013年5月，我國(guó)銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)出現(xiàn)了短期流動(dòng)性緊張的狀況，同業(yè)拆借利率快速攀升，銀行間隔夜回購(gòu)利率在2013年6月20日達(dá)到30%，央行隨即通過發(fā)布公告和央行官員公開講話的形式傳遞其貨幣政策意圖，消除市場(chǎng)有關(guān)“短期流動(dòng)性緊張”的擔(dān)憂，成功平抑了貨幣市場(chǎng)的異動(dòng)。

央行溝通工具是否有效取決于央行承諾可信度、政策透明度、金融市場(chǎng)有效程度等諸多因素。我國(guó)央行政策透明度和可信度較低，同時(shí)我國(guó)利率市場(chǎng)化改革仍在深入當(dāng)中，金融市場(chǎng)的深度、廣度和有效性仍然不足，因此，我國(guó)央行溝通的整體政策效應(yīng)與發(fā)達(dá)國(guó)家還存在相當(dāng)差距。本文擬通過考察我國(guó)央行溝通對(duì)貨幣市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)的影響效應(yīng)，并比較這一政策工具在不同市場(chǎng)、不同期限資產(chǎn)價(jià)格的作用差異，從而為更好地應(yīng)用這一政策工具提供理論和經(jīng)驗(yàn)支撐。

二、文獻(xiàn)綜述

央行溝通主要通過信號(hào)渠道(signal channel)和協(xié)調(diào)渠道(coordinated channel)影響金融市場(chǎng)。Mussa最早提出信號(hào)渠道，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)主體會(huì)將央行溝通視為一種信號(hào)，中央銀行通過釋放這種信號(hào)向經(jīng)濟(jì)主體傳遞未來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)、貨幣政策取向等信息，理性預(yù)期的經(jīng)濟(jì)主體基于這一信號(hào)更新信息集，形成對(duì)金融資產(chǎn)價(jià)格的新的預(yù)期，導(dǎo)致金融資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)[2]。協(xié)調(diào)渠道的提出則建立在金融市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)理論基礎(chǔ)上，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)主體由于信息獲取能力、認(rèn)知能力等方面的差異，會(huì)形成異質(zhì)性的預(yù)期。央行通過對(duì)經(jīng)濟(jì)主體進(jìn)行信息溝通，傳遞其政策目標(biāo)、偏好等信息，為公眾提供信息“聚焦”，促使公眾對(duì)央行政策的預(yù)測(cè)更接近央行的真實(shí)意圖，降低預(yù)期和信息的異質(zhì)性，達(dá)到所謂“降低噪聲”的目標(biāo)，減少金融市場(chǎng)的波動(dòng)性。

學(xué)者們的研究發(fā)現(xiàn)，由于央行溝通一般是闡述未來(lái)的貨幣政策立場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)，因此，央行溝通會(huì)作用于貨幣和債券市場(chǎng)，對(duì)一國(guó)的利率期限結(jié)構(gòu)產(chǎn)生差異化的作用。Guthrie和Wright發(fā)現(xiàn)央行溝通對(duì)各個(gè)期限的債券收益率都有顯著且持續(xù)的影響，其效果甚至優(yōu)于公開市場(chǎng)操作[3]。Connolly和Kohler發(fā)現(xiàn)，澳大利亞、加拿大、新西蘭和美國(guó)的央行通過貨幣政策報(bào)告對(duì)利率期貨價(jià)格的影響較為顯著[4]。Ehrmann 和Fratzscher發(fā)現(xiàn)央行貨幣政策委員會(huì)成員的口頭溝通影響了不同期限債券的收益率，并使銀行間同業(yè)拆借利率朝央行預(yù)期方向變動(dòng)[5]。馬理等采用Shibor日度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)央行的溝通會(huì)對(duì)短期貨幣市場(chǎng)產(chǎn)生影響，并且書面溝通效應(yīng)更大[6]。冀志斌等發(fā)現(xiàn)央行溝通對(duì)股票市場(chǎng)和銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)都會(huì)產(chǎn)生一定程度的影響[7]。張強(qiáng)等研究發(fā)現(xiàn)，央行溝通對(duì)短期利率有顯著的影響，對(duì)中長(zhǎng)期利率的影響不顯著。同時(shí)，緊縮性和寬松性的央行溝通在作用效應(yīng)上存在非對(duì)稱性[8]。

由于金融穩(wěn)定一般也是央行貨幣政策目標(biāo)之一，因此，央行溝通也會(huì)被央行用于穩(wěn)定金融市場(chǎng)，特別是股票市場(chǎng)。Born等研究發(fā)現(xiàn)金融穩(wěn)定報(bào)告對(duì)股票收益率具有顯著且持續(xù)的影響，并能降低市場(chǎng)波動(dòng)性[9]。Stephanos 等采用40個(gè)國(guó)家從1998年到2005年的股票數(shù)據(jù)和央行溝通數(shù)據(jù)，表明央行溝通能夠降低股票市場(chǎng)的波動(dòng)性[10]。張強(qiáng)和胡榮尚建立SVAR模型，發(fā)現(xiàn)央行溝通對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生一定的影響，但是效果并不明顯[11]。李云峰等研究分析了金融穩(wěn)定溝通對(duì)股票市場(chǎng)的影響。分析發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)金融穩(wěn)定溝通都能引導(dǎo)股票市場(chǎng)朝著貨幣當(dāng)局合意的方向變化，但是在降低股市噪音方面，效果卻差強(qiáng)人意[12]。

在針對(duì)我國(guó)央行溝通的研究中，學(xué)者們多采用月度、甚至是季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，而未采用更高頻的日度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。而實(shí)際上，根據(jù)金融市場(chǎng)有效性的理論，央行溝通產(chǎn)生的信息，應(yīng)迅速反映到資產(chǎn)價(jià)格當(dāng)中，日度數(shù)據(jù)才能準(zhǔn)確反映這種影響。并且，如果考慮央行溝通的方向性，應(yīng)用月度、季度數(shù)據(jù)可能導(dǎo)致多次溝通的效應(yīng)相互抵消，無(wú)法考察央行溝通的作用。因此，應(yīng)用高頻數(shù)據(jù)考察更為合理。另外，國(guó)內(nèi)學(xué)者在考察央行溝通對(duì)資產(chǎn)價(jià)格影響時(shí)，普遍未考慮影響資產(chǎn)價(jià)格的其他“消息類”因素，如宏觀消息發(fā)布、貨幣政策操作等導(dǎo)致的市場(chǎng)未預(yù)期的“意外”等因素。在回歸模型中忽略這些因素，無(wú)法準(zhǔn)確度量央行溝通對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響。

基于上述考慮，本文構(gòu)建央行溝通對(duì)資產(chǎn)價(jià)格影響的回歸模型，并在模型中將宏觀經(jīng)濟(jì)信息宣告和貨幣政策操作導(dǎo)致的“意外”作為控制變量，然后基于EGARCH模型，同時(shí)考察央行溝通對(duì)貨幣和債券市場(chǎng)資產(chǎn)收益率的水平值及波動(dòng)性的影響。

三、央行溝通對(duì)金融市場(chǎng)的影響研究

根據(jù)前文所述，央行溝通包含未來(lái)貨幣政策方向、宏觀經(jīng)濟(jì)狀況等前瞻性指引，因此，央行溝通可基于信號(hào)渠道影響資產(chǎn)收益率。同時(shí)，央行溝通也可基于協(xié)調(diào)渠道，降低市場(chǎng)噪聲，降低收益率的波動(dòng)性，因此，有必要構(gòu)建模型同時(shí)考察央行溝通對(duì)資產(chǎn)收益率水平值和波動(dòng)性的影響。進(jìn)一步考慮到日度的金融市場(chǎng)收益率可能存在顯著的異方差性，本文擬采用GARCH模型，同時(shí)考察央行溝通對(duì)收益率的水平值及波動(dòng)性的影響。

首先，建立均值模型如下：

rt=α+λrt-1+βCommt+θ1S_cpit+θ2S_gdpt+θ3S_mt+εt

(1)

其中，rt表示t時(shí)刻的金融資產(chǎn)收益率；α為常數(shù)項(xiàng)；Commt表示t時(shí)刻的央行溝通行為；S_cpit表示t時(shí)刻發(fā)生的源自通貨膨脹數(shù)據(jù)發(fā)布而導(dǎo)致的意外，S_gdpt表示t時(shí)刻發(fā)生的源自GDP數(shù)據(jù)發(fā)布導(dǎo)致的意外；S_mt表示的是源自貨幣政策操作導(dǎo)致的貨幣政策意外；εt為誤差項(xiàng)，表示影響收益率變動(dòng)的其他擾動(dòng)因素。λ、β、θ1、θ2、θ3為相應(yīng)的系數(shù)。

根據(jù)金融市場(chǎng)有效性理論和經(jīng)濟(jì)人的理性預(yù)期假設(shè)，資產(chǎn)價(jià)格將充分反映市場(chǎng)中經(jīng)濟(jì)人可獲得信息，因此，一旦市場(chǎng)中出現(xiàn)未預(yù)期的“消息”(news)或“意外”(surprise)，經(jīng)濟(jì)人將調(diào)整其信息集形成新的預(yù)期，并導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)。而金融市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)信息發(fā)布(特別是代表宏觀經(jīng)濟(jì)整體走勢(shì)的GDP和代表通脹水平的CPI發(fā)布)和貨幣政策操作導(dǎo)致的未預(yù)期消息或意外非常關(guān)注。因此，本文在回歸模型中加入S_cpit和S_gdpt，即假定統(tǒng)計(jì)局實(shí)際發(fā)布GDP和CPI數(shù)據(jù)后，實(shí)際值超出市場(chǎng)預(yù)期的部分為未預(yù)期到的宏觀經(jīng)濟(jì)信息“意外”。類似的，央行的貨幣政策操作如果超出市場(chǎng)預(yù)期，引發(fā)的“貨幣政策意外”也會(huì)對(duì)市場(chǎng)產(chǎn)生影響。因此，在方程(1)中加入S_mt作為控制變量。目前，我國(guó)常用的貨幣政策工具主要有公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、存款準(zhǔn)備金、利率政策等，由于我國(guó)央行公開市場(chǎng)操作較為頻繁，市場(chǎng)預(yù)期反應(yīng)較弱，因此，本文僅考察利率政策和存款準(zhǔn)備金這兩個(gè)貨幣政策操作產(chǎn)生的影響。

其次，我們對(duì)央行溝通進(jìn)行虛擬變量賦值，以檢驗(yàn)央行溝通對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)性的影響。假設(shè)式(1)中的誤差項(xiàng)在t-1時(shí)刻服從均值為0，方差為ht的正態(tài)分布，則方差方程的表達(dá)式如下：

(2)

在方差方程中，CDt表示t時(shí)刻是否存在央行溝通行為，當(dāng)有溝通行為發(fā)生時(shí)取值為1，否則取0。對(duì)CDt進(jìn)行虛擬變量賦值，是由于央行溝通作為市場(chǎng)中的新“消息”，主要判斷“消息”是增加還是降低了金融資產(chǎn)波動(dòng)性，因此，不對(duì)“消息”本身進(jìn)行方向性區(qū)別。同理，XDt表示t時(shí)刻是否存在宏觀經(jīng)濟(jì)信息發(fā)布行為導(dǎo)致意外產(chǎn)生，MDt表示t時(shí)刻是否存在貨幣政策操作導(dǎo)致意外產(chǎn)生，有相應(yīng)“意外”產(chǎn)生時(shí)，XDt和MDt取值為1，否則取值為0。

由于本文擬考察央行溝通對(duì)貨幣市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)日度收益率影響，而中國(guó)銀行業(yè)同業(yè)拆放市場(chǎng)是從2007年1月4日開始正式運(yùn)行，因此，本文的考察區(qū)間為2007年 1月4日到2015年12月31日。

(1)央行溝通數(shù)據(jù)來(lái)源及賦值

本文用Commt表示央行溝通，按溝通形式分為口頭溝通(Comm_ot)和書面溝通(Comm_wt)。Comm_ot表示口頭溝通，即央行官員關(guān)于貨幣政策和宏觀經(jīng)濟(jì)前景的講話和采訪等；考慮到央行前行長(zhǎng)周小川的權(quán)威性和代表性，本文將周小川的演講、新聞采訪等確定為口頭溝通事件，通過百度搜索引擎，輸入“周小川”+“貨幣政策”、“利率”、“存款準(zhǔn)備金率”、“通貨膨脹”或 “經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”等關(guān)鍵詞，確定相關(guān)口頭溝通事件、時(shí)間及內(nèi)容。如同一事件被媒體反復(fù)報(bào)道，則將首次報(bào)道的日期作為口頭溝通的發(fā)生日期。Comm_wt表示書面溝通，包括每季度的貨幣政策執(zhí)行報(bào)告、中央銀行公告、貨幣政策委員會(huì)例會(huì)會(huì)議記錄等書面溝通，來(lái)源于央行網(wǎng)站。

根據(jù)中央銀行溝通所表達(dá)的貨幣政策傾向，我們可以將溝通方向分為緊縮的、中性的和寬松的3種類型并賦值。將寬松傾向的溝通賦值為-1，緊縮傾向的溝通賦值為1，中性賦值為0。為了降低溝通賦值過程中的主觀性，本文采用Holsti所述的文本分析方法[13]。首先，多位作者分別對(duì)央行溝通的內(nèi)容進(jìn)行檢索和篩選，然后進(jìn)行相互校對(duì)，如果結(jié)論一致，則分類有效；否則，根據(jù)溝通事件隨后的相關(guān)報(bào)道，再次判斷；如果意見仍難以統(tǒng)一，則直接剔除這條信息。有些溝通發(fā)生在金融市場(chǎng)非交易日，在這種情況下，我們選擇距離溝通時(shí)間最近的下一個(gè)交易日進(jìn)行賦值處理。對(duì)未發(fā)生溝通的日期，直接賦值為0。

基于以上央行溝通的數(shù)據(jù)獲取和賦值方法，本文整理統(tǒng)計(jì)了從2007年1月4日到2015年12月31日期間內(nèi)的央行書面和口頭溝通，如表1所示。

注：括號(hào)中的值為次數(shù)占比。

(2)貨幣及債券市場(chǎng)收益率

本文選取1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月和1年的上海銀行間同業(yè)拆放利率(簡(jiǎn)稱“Shibor”)代表貨幣市場(chǎng)利率，分別用Shibor_1m、Shibor_3m、Shibor_6m、Shibor_9m和Shibor_1y表示。Shibor數(shù)據(jù)來(lái)自上海銀行間同業(yè)拆放利率網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)。

由于我國(guó)公司債市場(chǎng)尚不發(fā)達(dá)，因此，本文選取國(guó)債市場(chǎng)來(lái)代表債券市場(chǎng)，具體選取1年、2 年、3年、5 年和10 年的國(guó)債收益率代表長(zhǎng)期收益率，分別用Bond_1y、Bond_2y、Bond_3y、Bond_5y和Bond_10y表示。國(guó)債收益率數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)債券網(wǎng)。

(3)宏觀經(jīng)濟(jì)信息發(fā)布導(dǎo)致的“意外”

本文參考Ehrmann和Fratzscher等學(xué)者關(guān)于宏觀經(jīng)濟(jì)信息發(fā)布導(dǎo)致的“意外”的定義與度量[14]，對(duì)方程(1)中的S_X(S_cpi或S_gdp)進(jìn)行如下賦值：

(3)

其中，AX,t為變量X(CPI或GDP)在t時(shí)刻的實(shí)際發(fā)布值，即國(guó)家統(tǒng)計(jì)局具體發(fā)布的數(shù)據(jù)；EX,t為變量X在t時(shí)刻的市場(chǎng)預(yù)期值，本文采用北京大學(xué)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)研究中心發(fā)布的朗潤(rùn)預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，朗潤(rùn)預(yù)測(cè)為定期發(fā)布的下一季度預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，在朗潤(rùn)預(yù)測(cè)值發(fā)布后，即將該預(yù)測(cè)值作為下一季度每日市場(chǎng)預(yù)期值。σX為變量X實(shí)際發(fā)布值與市場(chǎng)預(yù)期值之差的標(biāo)準(zhǔn)差。

(4)貨幣政策操作導(dǎo)致的“意外”

本文借鑒國(guó)外學(xué)者Reid以及國(guó)內(nèi)學(xué)者熊海芳、王志強(qiáng)的方法，使用銀行間同業(yè)拆借利率的變化作為貨幣政策意外的代理變量，即用貨幣政策操作前后1個(gè)交易日的利率變化表示貨幣政策意外[15-16]，計(jì)算方法如下：

S_mt=Rt+1-Rt-1

(4)

其中，S_mt為t期的貨幣政策意外；Rt+1和Rt-1分別為t+1期和t-1的同業(yè)拆借7日平均利率。選擇這一利率指標(biāo)，因?yàn)槠涫茇泿耪卟僮鞯挠绊戄^為明顯，通過以上方法得到的貨幣政策意外在發(fā)生貨幣政策操作時(shí)有取值，其他時(shí)間則賦值為0。

為避免出現(xiàn)偽回歸情況，首先對(duì)金融市場(chǎng)收益率進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，判斷其平穩(wěn)性，結(jié)果見表2。結(jié)果表明，本文所考察的收益率數(shù)據(jù)是I(1)過程，一階差分后是平穩(wěn)的。因此，本文將所有的收益率進(jìn)行一階差分處理， 1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月和1年期銀行間同業(yè)拆借利率用D_M_1m、D_M_3m、D_M_6m、D_M_9m和D_M_1y表示；差分后的1年期、2年期、3年期、5年期和10年期國(guó)債收益率分別用D_B_1y、D_B_2y、D_B_3y、D_B_5y和D_B_10y表示。表3為上述收益率差分后的描述性統(tǒng)計(jì)。

如表3所示，差分后的收益率數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出有偏、尖峰、厚尾的特征，因此，選擇EGARCH模型刻畫上述數(shù)據(jù)的水平值及波動(dòng)性變化較為合適。

對(duì)方程(1)和方程(2)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

注：***表示在1%的顯著性水平上不能拒絕含有單位根的原假設(shè)；**表示在5%的顯著性水平下拒絕含有單位根的原假設(shè)。

從表4的均值方程回歸結(jié)果可以看出，貨幣政策操作導(dǎo)致的意外對(duì)貨幣市場(chǎng)所有期限的收益率和債券市場(chǎng)中3年期、10年期國(guó)債收益率都存在顯著影響。而CPI和GDP數(shù)據(jù)宣告導(dǎo)致的意外，對(duì)不同期限的資產(chǎn)收益率也存在一定的影響。因此，有必要在回歸方程中控制宏觀經(jīng)濟(jì)信息發(fā)布和貨幣政策操作導(dǎo)致的意外對(duì)資產(chǎn)收益率的影響。

對(duì)于貨幣市場(chǎng)，除期限為1個(gè)月的Shibor央行溝通系數(shù)為負(fù)且不顯著外，其他各期Shibor央行溝通系數(shù)均為正值，且顯著性較高，并且寬松指向的央行溝通導(dǎo)致銀行間同業(yè)拆借利率的下降，而緊縮指向的溝通導(dǎo)致銀行間同業(yè)拆借利率的上升。

注：括號(hào)中的值是Z統(tǒng)計(jì)量，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

在債券市場(chǎng)中，除了期限為2年的國(guó)債收益率外，央行溝通對(duì)其他各期收益率的影響均非常顯著。同時(shí)央行溝通變量系數(shù)均為正，表明央行溝通對(duì)債券收益率的作用方向也是符合央行預(yù)期的，寬松傾向的央行溝通導(dǎo)致國(guó)債收益率的下降，而具有緊縮傾向的央行溝通導(dǎo)致國(guó)債收益率的上升。

表4方差方程結(jié)果顯示，對(duì)于貨幣市場(chǎng)，9個(gè)月和1年期的Shibor方程的央行溝通系數(shù)顯著為負(fù)，表明央行溝通降低了對(duì)應(yīng)期限利率的波動(dòng)性；而對(duì)于1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月和1年的Shibor方程的央行溝通系數(shù)顯著為正，表明央行溝通加劇了對(duì)應(yīng)期限利率的波動(dòng)性。債券市場(chǎng)中，各個(gè)期限方程的央行溝通系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平上顯著，表明央行溝通加劇了對(duì)應(yīng)期限國(guó)債收益率的波動(dòng)性。

綜合均值方程和方差方程的結(jié)論，可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)央行溝通主要基于信號(hào)渠道而不是協(xié)調(diào)渠道作用于金融市場(chǎng)收益率的。

在央行溝通對(duì)金融市場(chǎng)總體影響論證結(jié)束后，本文將央行溝通變量按照溝通方式分解為書面溝通和口頭溝通，即在均值方程中，將Commt分為口頭溝通變量(Comm_ot)和書面溝通(Comm_wt)，按照寬松或緊縮的政策指向進(jìn)行方向性賦值，而在方差中，將CDt也按照溝通方式區(qū)別為CD_ot和CD_wt劃分，按是否存在口頭溝通或存在書面溝通，采用虛擬變量1和0的形式進(jìn)行賦值。即將方程(1)和(2)寫作方程(5)和(6)，如下所示。

rt=α+λrt-1+β1Comm_wt+β2Comm_ot+θ1S_cpit+θ2S_gdpt+θ3S_mt+εt

(5)

(6)

方程(5)和(6)中其余變量的含義及賦值同方程(1)和(2)中一致。對(duì)口頭溝通和書面溝通分別回歸后的結(jié)果如表5所示。

書面溝通中對(duì)3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月和1年期的貨幣市場(chǎng)收益率變動(dòng)影響顯著為正，對(duì)1年期、2年期國(guó)債收益率變動(dòng)影響顯著為正。而口頭溝通對(duì)3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月、1年期的貨幣市場(chǎng)收益率影響顯著為正，對(duì)3年期、5年期和10年期國(guó)債收益率變動(dòng)的影響顯著為正。比較兩種溝通形式的作用效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)口頭溝通的作用效應(yīng)更大、更顯著。上述結(jié)果可能是由于口頭溝通具有及時(shí)、靈活的特點(diǎn)，能通過當(dāng)今社會(huì)發(fā)達(dá)的媒體通信快速傳播、解讀，更容易被市場(chǎng)參與者接受。而我國(guó)的書面溝通經(jīng)常會(huì)用“有望繼續(xù)保持平穩(wěn)較快發(fā)展的基本態(tài)勢(shì)”等較為含混的語(yǔ)義表述，可能起不到有效引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)市場(chǎng)形成合理預(yù)期的作用。

注：括號(hào)中的值是Z統(tǒng)計(jì)量，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

其次，從方差方程來(lái)看，對(duì)于貨幣市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)，書面溝通的影響主要為負(fù)，即降低了收益率的波動(dòng)性，口頭溝通的系數(shù)為正，即加劇了收益率的波動(dòng)性。這表明，我國(guó)央行溝通中的書面溝通會(huì)基于協(xié)調(diào)渠道發(fā)揮效用，會(huì)降低交易者的異質(zhì)性預(yù)期，使其形成異質(zhì)性預(yù)期；而口頭溝通可能主要基于信號(hào)渠道而不是協(xié)調(diào)渠道來(lái)發(fā)揮效用的，口頭溝通導(dǎo)致市場(chǎng)中的信息增加，會(huì)進(jìn)一步放大交易者的異質(zhì)性預(yù)期，從而導(dǎo)致差異化的交易策略，增加市場(chǎng)波動(dòng)性。

四、結(jié)　論

本文應(yīng)用GARCH模型，在控制了宏觀經(jīng)濟(jì)信息宣告和貨幣政策操作導(dǎo)致的“意外”對(duì)金融市場(chǎng)收益率影響之后，考察了央行溝通對(duì)我國(guó)不同期限的貨幣市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)日度收益率的水平值及波動(dòng)性的影響，以判斷我國(guó)金融市場(chǎng)是否響應(yīng)央行溝通。

實(shí)證結(jié)果表明，央行溝通會(huì)對(duì)貨幣和債券市場(chǎng)收益率產(chǎn)生合意的影響，即寬松政策指向的溝通導(dǎo)致利率下降，緊縮政策指向的溝通導(dǎo)致利率上升。在對(duì)波動(dòng)性的影響方面，央行溝通主要表現(xiàn)為放大了貨幣和債券市場(chǎng)的波動(dòng)性。將央行溝通劃分為口頭溝通和書面溝通的進(jìn)一步研究表明，書面溝通和口頭溝通對(duì)收益率的影響方向都符合理論預(yù)期。在貨幣市場(chǎng)中，口頭溝通的作用效應(yīng)更大，而在債券市場(chǎng)中，書面溝通的作用效應(yīng)更大。并且，書面溝通降低了貨幣市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)利率的波動(dòng)性，而口頭溝通主要表現(xiàn)為增加了貨幣市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的波動(dòng)性。

本文的結(jié)論表明我國(guó)金融市場(chǎng)的確響應(yīng)了央行溝通，并且央行溝通主要基于信號(hào)渠道而不是協(xié)調(diào)渠道起作用的，這意味著央行可通過加強(qiáng)貨幣政策透明度、在溝通時(shí)清楚明晰地表達(dá)其政策意圖和對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的看法來(lái)加強(qiáng)央行溝通的政策效力。