防風(fēng)險、穩(wěn)增長背景下的貨幣政策預(yù)期管理研究
——基于消息沖擊的DSGE模型分析

宋 楊 黃如意

1 引 言

2020年初，受新冠疫情和國際石油崩盤的沖擊和影響，美國股市10天4次熔斷釀成了前所未有的股災(zāi)，對其他國家和我國的資本市場也造成了聯(lián)動效應(yīng)，造成短期內(nèi)全球資產(chǎn)價格嚴(yán)重錯位。美聯(lián)儲祭出了直接降息4檔100bp，實(shí)行零利率加無限量化寬松的非常規(guī)貨幣政策，這種“王炸”貨幣政策操作無論在時間和力度上都大超市場預(yù)期，短期內(nèi)不僅沒有使投資者信心恢復(fù)，反而給市場帶來了更大的恐慌。隨著美聯(lián)儲等各國央行不斷在新聞媒體表態(tài)和溝通，釋放政策暖意，逐漸消除了市場恐慌和流動性危機(jī)。至此，具有前瞻性指引功能的貨幣政策預(yù)期引導(dǎo)在穩(wěn)定市場信心，防范金融風(fēng)險，修正市場關(guān)于未來經(jīng)濟(jì)增長預(yù)期的過程中起到了至關(guān)重要的作用。

在現(xiàn)代市場條件下，政策當(dāng)局對市場預(yù)期的引導(dǎo)和把控能力在很大程度上決定了政策實(shí)施的效果和調(diào)控效率，通過建立有效的信息溝通機(jī)制能夠增強(qiáng)對市場預(yù)期的引導(dǎo)力，這對改善經(jīng)濟(jì)金融治理，減少政策推行阻力都大有裨益。對于中央銀行來說，貨幣政策預(yù)期管理已成為美聯(lián)儲及主要發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的央行在零利率下限情況下普遍采用的貨幣政策調(diào)控手段。我國中央銀行也逐漸意識到預(yù)期引導(dǎo)在防范金融震蕩、化解金融風(fēng)險等方面的優(yōu)勢，開始將預(yù)期管理放在宏觀調(diào)控工具中的重要位置，并積極探索和強(qiáng)化新時期預(yù)期管理工作。近年來，我國央行將近期宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的分析判斷和政策意圖通過《貨幣政策執(zhí)行報(bào)告》、新聞發(fā)布會等方式向市場定時發(fā)布，增強(qiáng)了貨幣政策透明度，加強(qiáng)了與市場的溝通，有效維護(hù)了金融和經(jīng)濟(jì)的基本穩(wěn)定。

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)依然處于經(jīng)濟(jì)增速放緩的新常態(tài)，外部的不確定性構(gòu)成了我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的風(fēng)險擾動。面對復(fù)雜程度不斷提升的國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)金融形勢，市場主體對經(jīng)濟(jì)未來的發(fā)展存在較大的不確定性，導(dǎo)致其消費(fèi)投資行為均略顯謹(jǐn)慎，市場主體的預(yù)期也更容易受到相關(guān)擾動的沖擊（徐亞平等，2018［1］）。因此，我國央行更應(yīng)該做好“穩(wěn)預(yù)期”工作以平衡好穩(wěn)增長和防風(fēng)險的關(guān)系①“穩(wěn)預(yù)期”工作是“六穩(wěn)”工作之一。此外，2019年政府工作報(bào)告中提出應(yīng)平衡好穩(wěn)增長與防風(fēng)險的關(guān)系。。鑒于此，我們有必要更加深入地探索貨幣政策預(yù)期管理對經(jīng)濟(jì)金融運(yùn)行的作用和影響機(jī)制，本文通過構(gòu)建新凱恩斯框架下的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型評估貨幣政策預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動的動態(tài)影響，特別之處在于模型中引入了能夠詮釋資產(chǎn)價格波動的托賓Q理論方程，以此分析貨幣政策預(yù)期沖擊在資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機(jī)制中的作用和影響，進(jìn)而為防風(fēng)險，穩(wěn)增長的政策目標(biāo)探尋合理的貨幣政策預(yù)期管理實(shí)現(xiàn)路徑。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述，主要論述貨幣政策預(yù)期管理的理論來源和研究進(jìn)展；第三部分構(gòu)建含有貨幣政策預(yù)期沖擊和未預(yù)期沖擊的DSGE模型；第四部分結(jié)合中國的宏觀季度數(shù)據(jù)運(yùn)用貝葉斯估計(jì)對上述模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，用于分析貨幣政策預(yù)期沖擊的重要性及其傳導(dǎo)機(jī)制；第五部分在模型估計(jì)的基礎(chǔ)上進(jìn)行動態(tài)脈沖響應(yīng)分析和方差分析等；最后是本文的結(jié)論和政策啟示。

2 理論來源與研究進(jìn)展

預(yù)期是影響市場主體經(jīng)濟(jì)決策的基本要素，也是宏觀經(jīng)濟(jì)理論和政策調(diào)控需要關(guān)注的核心變量。對市場預(yù)期進(jìn)行管理是指政策當(dāng)局能夠通過信息溝通等方式對公眾預(yù)期進(jìn)行有效的協(xié)調(diào)和引導(dǎo)，以穩(wěn)定公眾預(yù)期，力求經(jīng)濟(jì)政策效用最大化，其本質(zhì)上是一種政策前瞻性指引方法。政策當(dāng)局通過預(yù)期管理穩(wěn)定了市場預(yù)期，也就牽住了熨平經(jīng)濟(jì)波動的牛鼻子，從而使經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行，若不能對公眾預(yù)期進(jìn)行有效引導(dǎo)和把控，勢必會造成經(jīng)濟(jì)的大幅度波動，進(jìn)而加大政策調(diào)控的難度（Eusepi和Preston，2008［2］）。

預(yù)期理論來源可追溯到附加預(yù)期的菲利普斯曲線，但由于早期宏觀經(jīng)濟(jì)理論根深于理性預(yù)期學(xué)派的“時間不一致性”和“政策無效論”的理論影響，新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)派通過構(gòu)建含有理性預(yù)期的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)模型證明只有未預(yù)期到的貨幣政策才是有效的，這種政策不透明的預(yù)期管理模式直到上世紀(jì)九十年代一直被學(xué)術(shù)界和發(fā)達(dá)國家央行所認(rèn)同和采納。九十年代之后，新凱恩斯主義學(xué)派在價格和工資粘性的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建含有理性預(yù)期的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)模型證明了預(yù)期到的貨幣政策同樣會影響到經(jīng)濟(jì)的周期波動，從而否定了“政策無效論”。此外，受通貨膨脹目標(biāo)制以及信息化的影響，公眾渴望知曉更加公開透明的貨幣政策，微觀經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期決策在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的地位和作用也越來越重要，加上傳統(tǒng)貨幣政策空間不足的情況，各國央行的貨幣政策思維和實(shí)踐才逐漸轉(zhuǎn)向政策透明和預(yù)期引導(dǎo)的管理模式。

自Woodford（2001）［3］首次提出貨幣政策預(yù)期管理以來，學(xué)界關(guān)于貨幣政策預(yù)期管理的研究不斷深入，具有前瞻性指引作用的預(yù)期管理也成為研究貨幣政策理論的一個重要內(nèi)容。其中一個重要的實(shí)證研究領(lǐng)域是將預(yù)期沖擊引入到宏觀經(jīng)濟(jì)模型中的貨幣政策規(guī)則，這也逐漸成為貨幣政策預(yù)期管理研究的主流范式，其研究進(jìn)展應(yīng)得益于動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的應(yīng)用及發(fā)展。其模型結(jié)構(gòu)是在保留原有理性預(yù)期假設(shè)基礎(chǔ)上，在貨幣當(dāng)局部門的政策調(diào)控中引入的外生沖擊不僅含有當(dāng)期未預(yù)期的，還包括貨幣當(dāng)局在前幾期已經(jīng)釋放的政策沖擊，即經(jīng)濟(jì)主體在當(dāng)期已經(jīng)獲得了政策的部分信息集，形成了一定程度的當(dāng)期預(yù)期，故稱為可預(yù)期的消息沖擊（News Shocks），也稱為預(yù)期沖擊（Expectation Shocks）（Kobayashi和Nutahara,2010［4］）。

關(guān)于消息沖擊或預(yù)期沖擊的文獻(xiàn)始于學(xué)者們對技術(shù)預(yù)期沖擊影響的興趣，后來逐漸將預(yù)期沖擊引入貨幣政策規(guī)則中研究。Kobayashi和Nutahara（2010）［4］在含有粘性價格的DSGE模型中引入貨幣政策預(yù)期沖擊，運(yùn)用美國數(shù)據(jù)評估預(yù)期沖擊對貨幣政策的重要意義，并得到了預(yù)期沖擊驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)周期波動(News Driven Business Cycle)。Laseen和Svensson（2011）［5］在DSGE模型框架下用預(yù)期沖擊來表示前瞻性指引，研究中基于預(yù)期和未預(yù)期沖擊的政策利率路徑可以代表任何預(yù)先設(shè)定的貨幣政策消息沖擊，貨幣當(dāng)局的宣告計(jì)劃即是帶有預(yù)期的政策利率路徑，能夠被私人部門所接受和預(yù)期。Milani和Treadwell（2012）［6］在動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中引入貨幣政策預(yù)期沖擊，研究表明宏觀經(jīng)濟(jì)變量對未來政策傳導(dǎo)的“消息”的反應(yīng)比對同時期“意外”的反應(yīng)要強(qiáng)得多。文中強(qiáng)調(diào)了貨幣政策信息溝通的作用，信息溝通可被視為有關(guān)未來政策行為的公告，這一研究也表明，美聯(lián)儲通過貨幣政策公告引導(dǎo)公眾未來的預(yù)期，比根據(jù)對未來宏觀經(jīng)濟(jì)狀況的預(yù)測而設(shè)定利率在作用上更加重要。Gomes等（2017）［7］在中等規(guī)模DSGE中運(yùn)用美國數(shù)據(jù)估算了貨幣政策預(yù)期沖擊的作用，研究表明貨幣政策預(yù)期沖擊在變量的方差分解中不應(yīng)被忽視，并結(jié)合歷史數(shù)據(jù)指出聯(lián)邦公開市場委員會（FOMC）的官方聲明提供了有關(guān)當(dāng)前政策制定和預(yù)期未來政策路徑的信息。Boyarchenko等（2017）［8］構(gòu)建的貨幣政策預(yù)期沖擊對總體金融狀況和市場信心產(chǎn)生了廣泛影響，該沖擊可以通過長期收益率對聯(lián)邦公開市場委員會（FOMC）公告的反應(yīng)來概括;這不僅與政策利率近期路徑的變化是正交的，而且解釋了公布日收益率曲線中一半以上的異常變化。研究表明，該預(yù)期沖擊與實(shí)際利率變化和市場波動呈正相關(guān)，與市場回報(bào)和抵押貸款發(fā)行呈負(fù)相關(guān)，與影響市場信心的政策公告一致。

國內(nèi)有關(guān)預(yù)期沖擊引入貨幣政策的研究較為稀少。王曦等（2016）［9］在新凱恩斯DSGE的框架下，探討了預(yù)期和未預(yù)期的貨幣政策沖擊對我國通貨膨脹的影響，結(jié)果顯示貨幣政策預(yù)期沖擊的效果要優(yōu)于未預(yù)期沖擊，故建議央行應(yīng)通過信息溝通，增加透明度等政策工具引導(dǎo)公眾預(yù)期以增強(qiáng)政策效果。莊子罐等（2018）［10］在新凱恩斯DSGE的框架下，在數(shù)量型和價格型貨幣政策規(guī)則中分別引入了預(yù)期和未預(yù)期的貨幣政策沖擊，探討了兩種沖擊在兩類貨幣政策規(guī)則下產(chǎn)生的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

縱觀國內(nèi)外已有文獻(xiàn)，關(guān)于貨幣政策預(yù)期沖擊的理論和應(yīng)用，仍然是貨幣政策預(yù)期理論研究中比較嶄新的領(lǐng)域，基于DSGE框架下引入貨幣政策預(yù)期沖擊的實(shí)證研究還有較大的研究空間。從文獻(xiàn)整理的情況來看，國內(nèi)學(xué)者基本是在新凱恩斯框架下的DSGE模型中直接引入貨幣政策預(yù)期沖擊，從理論和實(shí)證層面上分析貨幣政策預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)，較少對模型進(jìn)行擴(kuò)展性分析與研究。

本文的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新之處在于：基于防風(fēng)險和穩(wěn)增長均衡關(guān)系的視角對貨幣政策預(yù)期管理問題展開研究，考慮到資產(chǎn)價格波動在近階段風(fēng)險防控及經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長中的影響性逐年增大，故在構(gòu)建模型過程中，在新凱恩斯DSGE模型框架下，特別引入了能分析貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機(jī)制的托賓Q方程，以分析貨幣政策預(yù)期管理在資產(chǎn)價格傳導(dǎo)渠道的調(diào)控機(jī)制。這樣引入主要有兩點(diǎn)考慮：一方面隨著我國股票市場在貨幣經(jīng)濟(jì)中的地位和作用不斷增強(qiáng)，托賓Q值作為資產(chǎn)價格代理變量的合理性逐漸顯現(xiàn)（扈文秀等，2013［11］）。另一方面，托賓Q不僅可以建立金融市場與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系，還能對我國“貨幣政策——資產(chǎn)價格——實(shí)體經(jīng)濟(jì)”這一政策傳導(dǎo)渠道是否有效進(jìn)行檢驗(yàn)（劉金全等，2017［12］）。

因此，本文參考Kobayashi和Nutahara（2010）［4］在新凱恩斯DSGE模型中引入托賓Q的方式，構(gòu)建含有托賓Q的DSGE模型，結(jié)合中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)使用貝葉斯方法（克服傳統(tǒng)計(jì)量方法的小樣本缺陷）估計(jì)后分析貨幣政策預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)波動以及資產(chǎn)價格傳導(dǎo)的影響，進(jìn)而分析預(yù)期管理在穩(wěn)定資產(chǎn)價格、防風(fēng)險和穩(wěn)增長中的重要作用。在考慮中央銀行部門時，分別設(shè)定數(shù)量型規(guī)則與價格型規(guī)則的貨幣政策方程（符合數(shù)量型和價格型貨幣政策工具并重的央行實(shí)踐），在兩類貨幣政策規(guī)則中分別引入包含預(yù)期和未預(yù)期的貨幣政策沖擊，模擬出兩類沖擊對我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，以此分析不同貨幣政策規(guī)則下貨幣政策預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)總量的作用機(jī)制和影響，探尋我國貨幣政策預(yù)期管理的合理路徑，并據(jù)此提出相關(guān)的政策建議。

3 DSGE模型的構(gòu)建

模型分為家庭、企業(yè)、中央銀行三部門。家庭部門提供資本和勞動，并進(jìn)行投資和消費(fèi)。企業(yè)部門包括中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)和最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)，中間產(chǎn)品企業(yè)是壟斷競爭的，依靠著家庭部門提高的資本和勞動生產(chǎn)具有差異化的中間產(chǎn)品。而最終產(chǎn)品企業(yè)將中間產(chǎn)品購入后生產(chǎn)完全同質(zhì)的最終產(chǎn)品并向家庭部門出售，最終產(chǎn)品市場是完全競爭的；中央銀行結(jié)合產(chǎn)出與通脹水平制定貨幣政策，以平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。

3.1 家庭部門

假設(shè)家庭部門在［0,1］是連續(xù)的，通過調(diào)節(jié)勞動和消費(fèi)的比例關(guān)系以最大化其終身效用。在一定的預(yù)算約束下，家庭會在即期對實(shí)際貨幣余額持有量、消費(fèi)以及勞動供給的分配比例進(jìn)行選擇，以求即期獲得最大化效用：

其中，E0為理性預(yù)期算子，β為貼現(xiàn)因子，Ct為家庭的t期消費(fèi)水平，Mt為家庭所持有的名義貨幣余額，即貨幣需求；Pt為當(dāng)期名義價格，Nt為家庭向企業(yè)提供的勞動。1σ為家庭跨期消費(fèi)替代彈性，1υ表示貨幣需求的利率彈性，1φ表示勞動供給的Frisch彈性。假設(shè)家庭部門還擁有貨幣和債券等資產(chǎn)，則家庭的預(yù)算約束方程為：

其中，It為投資，Bt是家庭持有的名義債券的期末余額，Kt?1表示第t-1期股票資本，Rt?1為債券的名義利率，Wt為家庭工資，Tt為一次性稅收，rt為資本實(shí)際收益率。

資本積累方程為：

式中Φ(?)為投資的調(diào)整成本，Φ(?)是二次函數(shù)，是關(guān)于投資的凸函數(shù)，該調(diào)整成本函數(shù)稱為Hayashi（1982）［13］形式，表示新投資轉(zhuǎn)換為資本存量所必須付出的成本，反映資本水平調(diào)整的難易程度,δ>0表示資本折舊率。

將公式（3）轉(zhuǎn)換為關(guān)于It的函數(shù)表達(dá)式：其中Ψ(?)與Φ(?)互為反函數(shù)。根據(jù)反函數(shù)的求導(dǎo)公式有：

將It代入到公式（2），并與公式（1）的終身效用函數(shù)構(gòu)成拉格朗日函數(shù)，推導(dǎo)出一階條件為：

其中，（6）、（7）、（8）和（9）式分別為消費(fèi)、勞動供給、資本存量和貨幣需求的一階條件，（10）為資本控股企業(yè)的歐拉方程，其中qt≡λk,tλc,t，其中λc,t為家庭預(yù)算約束的Lagrange乘數(shù)，λk,t為（3）式的Lagrange乘數(shù)，由托賓Q理論知qt為托賓Q的資本影子值（Kobayashi 和 Nutahara，2010［4］；扈文秀等，2013［11］）。（5）式?jīng)Q定了qt的大小，式中股本Kt為前定變量，于是托賓影子值qt+1和投資It+1會發(fā)生同方向運(yùn)動，且因投資在經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中是順周期的，故托賓Q也是順周期的（Gali等，2002［14］）。

托賓Q不僅建立了金融市場和實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，也能夠刻畫貨幣政策資產(chǎn)價格的傳導(dǎo)機(jī)制：數(shù)量型調(diào)控方面，當(dāng)市場上貨幣供應(yīng)量增加時，貨幣流動性增強(qiáng)，公眾有更多閑余資本用于投資，推動股票等資產(chǎn)價格上升，進(jìn)而推高了企業(yè)市值，此時托賓Q值增大，帶動實(shí)體企業(yè)投資增加，總產(chǎn)出擴(kuò)張。價格型調(diào)控方面，降低市場利率使得企業(yè)經(jīng)營成本減少，總利潤增加，企業(yè)股票更具有投資價值，進(jìn)而引起股票價格上升，托賓Q值增大，帶動實(shí)體企業(yè)投資增加，總產(chǎn)出擴(kuò)張（申向偉，2013［15］）。

以上即為基于托賓Q理論的貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機(jī)制，需要注意的是，在該傳導(dǎo)機(jī)制中，市場參與者的信心會隨著企業(yè)市場價值的上升（下降）而上升（下降），基于財(cái)富效應(yīng)，使市場參與者增加（減少）消費(fèi)和投資支出，進(jìn)而影響總產(chǎn)出的變動，可見信心在貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機(jī)制中起到一定程度的催化作用。

3.2 企業(yè)部門

假設(shè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中存在一系列連續(xù)的最終產(chǎn)品企業(yè)，即零售商部門k，k∈[0,1]，該部門是完全競爭的，他們以價格Pt(k)從中間產(chǎn)品企業(yè)獲得產(chǎn)品Yt(k)，通過加工組合得到最終產(chǎn)品Yt，再按照價格Pt出售給家庭。

利用常替代彈性生產(chǎn)技術(shù)（CES），集成所有批發(fā)產(chǎn)品Yt(k)為最終產(chǎn)品企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)：

3.2.1 最終產(chǎn)品企業(yè)

其中ε>1為生產(chǎn)中的常替代彈性。

最終產(chǎn)品企業(yè)的總利潤為：

按照利潤最大化原則，可求得中間品Yt(k)需求函數(shù)為：

由于假定最終產(chǎn)品企業(yè)是完全競爭的，將（13）代入（11）式整理可得最終產(chǎn)品的價格指數(shù)為：

3.2.2 中間產(chǎn)品企業(yè)

假設(shè)中間產(chǎn)品企業(yè)在[0,1]上連續(xù)，且其產(chǎn)品具有差異化特征，即是壟斷競爭的。中間產(chǎn)品企業(yè)k的總的生產(chǎn)函數(shù)為：

At表示中度技術(shù)進(jìn)步（Neutral Technological Progress），gt表示勞動增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步（Labor-Augmenting Technological Progress），該技術(shù)進(jìn)步更多體現(xiàn)為有效勞動增長或者人口增長，屬于趨勢平穩(wěn)序列（Kobayashi和Nutahara，2010［4］）。兩個沖擊均服從AR(1)過程；

則中間產(chǎn)品企業(yè)實(shí)現(xiàn)貼現(xiàn)利潤最大化問題可以表示為：

聯(lián)合（14）構(gòu)造Lagrange函數(shù)，該最優(yōu)化問題的一階條件為：

這里?λt為mct，稱為真實(shí)邊際成本，公式（16）和（17）分別表示資本租金率和均衡工資。

假設(shè)中間產(chǎn)品企業(yè)在Calvo（1983）定價機(jī)制下制定價格，即每期只有1?κ的概率被重新定價，其余κ的概率按照的規(guī)則進(jìn)行價格調(diào)整，γ為價格指數(shù)化參數(shù)，則中間生產(chǎn)企業(yè)的最優(yōu)價格為：

其中，επ為成本推動的供給沖擊，假設(shè)其服從一階自回歸過程，即，θπ為總供給沖擊的自回歸系數(shù)，且。

3.3 貨幣當(dāng)局

目前，我國央行根據(jù)形勢變化，綜合運(yùn)用價、量等多種貨幣政策工具對宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控。因此，本文貨幣政策規(guī)則采用價格型和數(shù)量型兩種常規(guī)的貨幣政策工具。

3.3.1 價格型調(diào)控

價格型調(diào)控是基于對產(chǎn)出缺口、通脹及其預(yù)期變動所進(jìn)行的利率調(diào)控，即貨幣當(dāng)局根據(jù)產(chǎn)出缺口、通脹缺口和上一期的利率水平來調(diào)節(jié)短期名義利率，從而達(dá)到干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的目的。該規(guī)則由泰勒1993年提出，即Taylor Rule。在基本Taylor公式的基礎(chǔ)上，參考Campbell等（2016）［16］，構(gòu)建具有前瞻性指引的利率型政策調(diào)控的反映函數(shù)為：

其中：R?t為名義利率的偏離穩(wěn)態(tài)值，y?t為產(chǎn)出缺口，E[π ?t+1]為預(yù)期t+1期的通貨膨脹缺口，參數(shù)ρR為政策沖擊的平滑系數(shù)、和分別表示政策調(diào)控對通脹和產(chǎn)出的反映系數(shù)，是利率的外部擾動項(xiàng)，假設(shè)其服從一階自回歸過程，即。

3.3.2 數(shù)量型調(diào)控

數(shù)量型調(diào)控是以基礎(chǔ)貨幣作為貨幣政策調(diào)控工具，通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量來實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)。麥科勒姆(McCallum)1988提出貨幣供應(yīng)量規(guī)則，即McCallum Rule，該規(guī)則是根據(jù)當(dāng)期產(chǎn)出缺口、通脹水平及其預(yù)期變動所進(jìn)行的貨幣供給水平的調(diào)控。參考莊子罐等（2018）［10］的設(shè)定，即假設(shè)貨幣當(dāng)局通過對代表性家庭的消費(fèi)支出C和市場利率水平來調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量M，則貨幣政策規(guī)則為：

貨幣需求方程為：

根據(jù)消費(fèi)的一階條件和債券的一階條件，可得貨幣需求方程為：，表示實(shí)際貨幣余額。

vt表示第t?1期到第t 期的貨幣供給增長率。

根據(jù)麥科勒姆規(guī)則，當(dāng)期貨幣增長率與前一期貨幣增長率、產(chǎn)出缺口以及通貨膨脹缺口有關(guān)，同時還受到來自系統(tǒng)以外的不可預(yù)測因素的干擾，故本文將數(shù)量型貨幣政策規(guī)則設(shè)定如下：是貨幣供應(yīng)量的外部擾動項(xiàng)，假設(shè)其服從一階自回歸過程，即

3.4 經(jīng)濟(jì)均衡及時數(shù)線性化

產(chǎn)品市場出清的情況下，要求總產(chǎn)出量與總消耗量相等，即需要經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的總產(chǎn)出和總需求相等，此時市場均衡方程為：

在上述市場均衡出清條件下，將家庭部門、企業(yè)部門的最優(yōu)決策行為方程以及貨幣當(dāng)局的調(diào)控行為方程聯(lián)立，得到DSGE模型的非線性一般均衡系統(tǒng)。參照Uhlig（1999）的對數(shù)線性化處理方法，轉(zhuǎn)換為線性一般均衡系統(tǒng)，以求得各主要經(jīng)濟(jì)變量的最優(yōu)均衡路徑。

3.5 預(yù)期沖擊引入貨幣政策規(guī)則

本文參照王曦等（2016）［9］、莊子罐等（2018）［10］，采用與 Schmitt和 Uribe（2012）［17］、Milani和Treadwell（2012）［6］等同樣的方式在貨幣政策調(diào)控中引入預(yù)期沖擊。以價格型調(diào)控規(guī)則為例，其引入過程可以表示如下：，，這里表示經(jīng)濟(jì)主體在t期才掌握的貨幣政策信息，即在t 期之前未預(yù)料到的貨幣政策信息，這里稱為未預(yù)期貨幣政策沖擊；表示經(jīng)濟(jì)主體在t?i 期時已經(jīng)獲悉了在未來t 時期時可能出現(xiàn)的貨幣政策信息，這里稱為預(yù)期貨幣政策沖擊。

4 模型參數(shù)估計(jì)和最佳消息期限選擇

4.1 變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文使用中國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的季度數(shù)據(jù)作為貝葉斯估計(jì)的觀測數(shù)據(jù)。根據(jù)模型中相關(guān)變量的設(shè)定，并考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文使用的原始數(shù)據(jù)有：名義產(chǎn)出GDP、名義消費(fèi)（社會消費(fèi)品零售總額）、 名義投資（固定資產(chǎn)投資完成額）、消費(fèi)價格指數(shù)、名義利率和貨幣供應(yīng)量。數(shù)據(jù)具體處理過程如下：消費(fèi)價格指數(shù)由同比數(shù)據(jù)換算為1995年1月為基期的定基數(shù)據(jù)。將名義GDP、名義消費(fèi)和名義投資調(diào)整為當(dāng)季值，再運(yùn)用定基的價格指數(shù)對所有名義變量進(jìn)行平減，剔除價格因素得到各變量的實(shí)際值；然后運(yùn)用Census—X12方法對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，以剔除季節(jié)性影響，取對數(shù)后通過HP濾波對其進(jìn)行去趨勢調(diào)整，以獲得可觀測變量對變量穩(wěn)態(tài)值的偏離波動序列。樣本數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為2000年1季度至2019年4季度。

4.2 參數(shù)的校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)

DSGE模型中的參數(shù)分為兩類：一類是反映模型內(nèi)生變量穩(wěn)態(tài)特征的行為參數(shù)，這類參數(shù)通常采用傳統(tǒng)的校準(zhǔn)方法對其進(jìn)行設(shè)定；另一類是刻畫模型內(nèi)生變量動態(tài)特征的結(jié)構(gòu)性參數(shù)，這類參數(shù)往往因模型的設(shè)定不同而不同，且缺乏正式的統(tǒng)計(jì)基礎(chǔ)，故需要通過一定的估計(jì)方法進(jìn)行確定，本文將采用基于先驗(yàn)信息的貝葉斯方法進(jìn)行估計(jì)。

貼現(xiàn)因子的值取決于利率的大小，基于吳華斌等（2011）［18］對中國季度利率數(shù)據(jù)的測算，并參考莊子罐等（2018）［10］的做法，將季度折現(xiàn)率β設(shè)定為0.980； 國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)普遍將年度資本折舊率設(shè)定為0.100，由于本文所選取的可觀測變量數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，因此可以將季度資本折舊率δ設(shè)定為0.025；對我國企業(yè)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中資本投入份額的大小，多數(shù)學(xué)者們對其設(shè)定均不是太統(tǒng)一，但大體介于［0.400,0.600］之間，參考劉斌（2008）［19］，將資本份額設(shè)定為0.400.κ表示每期維持最終商品價格不變的企業(yè)所占的比例，根據(jù)陳昆亭和龔六堂（2006）［20］的設(shè)定，將其設(shè)定為0.75；根據(jù)李霜（2011）［21］和李松華（2014）［22］的設(shè)定，將消費(fèi)的跨期替代彈性的逆σ設(shè)定為1，勞動供給的Frisch彈性的倒數(shù)φ設(shè)定為1.0，中間品的替代彈性ε設(shè)定為21，表明模型穩(wěn)態(tài)時企業(yè)的成本加成率為5%；根據(jù)王曦等（2016）［9］的估計(jì)，價格指數(shù)化參數(shù)γp設(shè)定為0.16。

其余的結(jié)構(gòu)性參數(shù)均采用貝葉斯估計(jì)，遵循Milani和Treadwell（2012）［6］的設(shè)定方法，本文相關(guān)結(jié)構(gòu)性參數(shù)的先驗(yàn)分布均值的設(shè)定服從如下規(guī)則：參數(shù)值嚴(yán)格大于0時，其先驗(yàn)分布設(shè)定為Normal分布；參數(shù)值介于［0,1］時，其先驗(yàn)分布設(shè)定為Beta分布；而所有沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差，其先驗(yàn)分布設(shè)定為逆gamma分布。具體設(shè)定以及貝葉斯估計(jì)結(jié)果見表1。

由表1可知，大部分動態(tài)參數(shù)貝葉斯估計(jì)的后驗(yàn)均值與其先驗(yàn)均值存在一定差異，且后驗(yàn)分布的均值均落在90%的置信區(qū)間，表明待估參數(shù)的真實(shí)信息能夠通過樣本數(shù)據(jù)得以反映，且參數(shù)估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

4.3 最佳預(yù)期期限的選擇

對消息沖擊設(shè)定一定期限t代表經(jīng)濟(jì)主體提前t期獲悉貨幣政策信息以調(diào)整自身預(yù)期，然而不同期限t的設(shè)定會影響到相關(guān)參數(shù)貝葉斯估計(jì)的后驗(yàn)分布結(jié)果。參考王曦等（2016）［9］、莊子罐等（2018）［10］以及Milani和Treadwell（2012）［6］對預(yù)期期限的最大設(shè)定值12，表示經(jīng)濟(jì)主體最早可以提前12期（3年）預(yù)知某個貨幣政策沖擊。具體過程為：首先列出預(yù)期期限的所有可能結(jié)構(gòu)組合，根據(jù)已設(shè)定的參數(shù)先驗(yàn)分布，分別進(jìn)行貝葉斯估計(jì)，得到不同預(yù)期期限設(shè)定下的邊際密度值，最后按照邊際密度值最大化的原則合理選擇最優(yōu)的預(yù)期期限。具體結(jié)果見表2。

表2 兩種貨幣政策規(guī)則下最優(yōu)消息期限選擇

由表2可見，價格型規(guī)則中隨著預(yù)期期限的增加，貝葉斯估計(jì)的邊際數(shù)據(jù)密度值也漸進(jìn)增加，邊際密度最大的為t=11時，說明此時模型的估計(jì)最優(yōu)。但現(xiàn)實(shí)中利率預(yù)期沖擊時期不宜過長，因?yàn)槿糁芷谶^長，利率路徑的預(yù)期引導(dǎo)對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)際影響將大大削弱。而且通過將各時期的預(yù)期沖擊結(jié)果加以比較，發(fā)現(xiàn)預(yù)期沖擊期限越長，沖擊效果越有滯后性，不宜與將貨幣政策實(shí)際干預(yù)（未預(yù)期沖擊）與預(yù)期沖擊形成合力加以分析。現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)主體得到的信息多為半年左右，從消息期限組合中可見，1、2期組合在所有組合中的邊際密度值最大，故綜合以上考慮，價格型規(guī)則選取預(yù)期組合沖擊t=1、2期組合時的模型作為基準(zhǔn)模型①參考DSGE論壇，影響邊際數(shù)據(jù)密度的因素很多，預(yù)期沖擊期限的改變是其中一項(xiàng)影響因素，但并非作為選取最優(yōu)期限的唯一標(biāo)準(zhǔn)。選擇其余期限并沒有對模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生實(shí)質(zhì)差異，這一點(diǎn)在后文穩(wěn)健性檢驗(yàn)中展開驗(yàn)證。。而對于數(shù)量型規(guī)則，t=4時，模型貝葉斯估計(jì)的邊際數(shù)據(jù)密度值最大，此時模型估計(jì)最優(yōu)，故數(shù)量型規(guī)則選取預(yù)期沖擊t=4時的模型作為基準(zhǔn)模型。

5 模型實(shí)證結(jié)果分析

結(jié)合上文參數(shù)校準(zhǔn)和貝葉斯估計(jì)的結(jié)果，本文將從脈沖響應(yīng)和方差分解兩個方面來分析不同貨幣政策規(guī)則下未預(yù)期的和預(yù)期貨幣政策沖擊對主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的動態(tài)影響，最后評估模型的穩(wěn)健性表現(xiàn)。

5.1 脈沖響應(yīng)分析

5.1.1 未預(yù)期和預(yù)期到的價格型貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響

圖1 價格型規(guī)則下預(yù)期和未預(yù)期貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)

圖1刻畫了在價格型貨幣政策規(guī)則下，宏觀經(jīng)濟(jì)各變量對1個單位正的預(yù)期到和未預(yù)期到的利率沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果?？梢钥闯觯?個單位緊縮性價格型調(diào)控的作用下，產(chǎn)出、通脹、投資和消費(fèi)等變量均表現(xiàn)為負(fù)向變動，這與經(jīng)濟(jì)理論是一致的，也說明我國緊縮性的價格型調(diào)控對抑制經(jīng)濟(jì)過熱是有效果的。從傳導(dǎo)機(jī)制來看，單位正向的利率沖擊直接導(dǎo)致利率增加，短期內(nèi)引起市場上流通貨幣的減少，托賓Q值下降，對于市場主體而言，其消費(fèi)和投資的預(yù)期降低，促使消費(fèi)和投資行為萎縮，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)出降低，通脹下降。以上表明我國的貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)渠道是有效的。

就脈沖響應(yīng)的大小程度來看，各經(jīng)濟(jì)變量對預(yù)期的緊縮性利率調(diào)控的響應(yīng)程度略小于未預(yù)期到的政策調(diào)控，表明預(yù)期的貨幣政策沖擊更為平緩。由此可見，對于緊縮性的價格型調(diào)控，將具有前瞻性指引功能的貨幣政策預(yù)期管理作用于利率渠道，對于抑制通脹，減緩資產(chǎn)價格巨幅波動，平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有很好的效果。

5.1.2 未預(yù)期和預(yù)期到的數(shù)量型貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響

圖2刻畫了數(shù)量型規(guī)則下未預(yù)期沖擊和預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)各變量的影響。當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受到1個單位的正向?qū)捤韶泿耪哳A(yù)期與未預(yù)期沖擊后，消費(fèi)、產(chǎn)出、通脹和投資等宏觀經(jīng)濟(jì)變量均發(fā)生正向波動，預(yù)期沖擊幅度相對較小。寬松貨幣政策預(yù)期沖擊增加1個百分比時，消費(fèi)和產(chǎn)出增加0.2個百分比，然后回到穩(wěn)態(tài)值水平。產(chǎn)出的增加要求企業(yè)對勞動的需求增加，使得家庭勞動工資增加，進(jìn)而刺激家庭增加消費(fèi)支出，消費(fèi)的增漲幅度超過產(chǎn)出之后引起供過于求，進(jìn)而引起通貨膨脹的小幅上揚(yáng)。托賓Q受到正向?qū)捤烧邲_擊后也發(fā)生正向波動，其波動幅度相對其他變量略大，通過財(cái)富效應(yīng)，提升了公眾和企業(yè)家對經(jīng)濟(jì)繁榮發(fā)展的預(yù)期，進(jìn)而帶動投資增加。以上分析可以說明，數(shù)量型規(guī)則下寬松貨幣政策預(yù)期和未預(yù)期沖擊是確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的重要因素。

通過對比價格型規(guī)則和數(shù)量型規(guī)則下的預(yù)期和未預(yù)期貨幣政策沖擊，可以得到以下結(jié)論：①價格型規(guī)則的正向沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量帶來負(fù)向效應(yīng)，對抑制通脹和經(jīng)濟(jì)過熱有一定的效果，數(shù)量型規(guī)則的正向沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量帶來正向效應(yīng)，對促進(jìn)消費(fèi)和投資，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長有較大的作用；②經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受到兩種貨幣政策規(guī)則下的預(yù)期沖擊之后，各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量均產(chǎn)生了消息（預(yù)期）沖擊驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)周期波動，從波動周期來看，消費(fèi)、產(chǎn)出、托賓Q、通脹和投資等變量均在8期之后逐漸回到穩(wěn)態(tài)。③兩種貨幣政策規(guī)則下的預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的沖擊幅度均小于未預(yù)期沖擊，說明貨幣政策預(yù)期沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響相對更為平緩，更能起到防范資產(chǎn)價格震蕩，平滑經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行的作用。

5.2 方差分解

DSGE模型下的方差分解可得到不同政策規(guī)則下未預(yù)期和預(yù)期貨幣政策沖擊綜合作用下產(chǎn)生總偏離方差的貢獻(xiàn)份額，進(jìn)而確定未預(yù)期和預(yù)期貨幣政策沖擊因素對經(jīng)濟(jì)活動中主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動的影響效應(yīng)。表3給出了價格型和數(shù)量型政策規(guī)則下的未預(yù)期和預(yù)期貨幣政策沖擊對主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動的方差分解結(jié)果。

表3 主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量在不同貨幣政策規(guī)則模型下的方差分解

表3中價格型規(guī)則下各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的方差分解結(jié)果可以看出：在未考慮預(yù)期沖擊的價格型規(guī)則下，影響產(chǎn)出、消費(fèi)和投資的因素主要來自于實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊，其中勞動增強(qiáng)型技術(shù)沖擊占了較大比重，其次就是價格型貨幣政策沖擊。具體而言，利率沖擊對產(chǎn)出、消費(fèi)和投資變動的解釋程度為：7.96%、10.56%和3.17%。此外，利率沖擊是影響通貨膨脹的主要因素，其影響程度達(dá)到81.64%，符合現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)意義，更加說明價格型規(guī)則的貨幣政策在抑制通貨膨脹時具有關(guān)鍵性作用。

價格型規(guī)則下引入貨幣政策預(yù)期沖擊后，產(chǎn)出、消費(fèi)、投資與通脹等宏觀經(jīng)濟(jì)變量受實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的影響有不同程度的增減，其中對產(chǎn)出、消費(fèi)和通脹的影響減弱，對投資的影響略微增強(qiáng)。與此對應(yīng)的是貨幣政策沖擊對產(chǎn)出、消費(fèi)和通脹的影響有明顯提升，對投資的影響略微減弱。將貨幣政策沖擊加總來看，貨幣政策沖擊對產(chǎn)出的波動貢獻(xiàn)了34.85%，對消費(fèi)的解釋程度為48.43%，對通脹的解釋程度為98.19%。與未預(yù)期的貨幣政策沖擊結(jié)果比較來看，價格型貨幣政策引入預(yù)期之后，對產(chǎn)出、消費(fèi)和通脹的影響效果有明顯增強(qiáng)。這說明我國央行的貨幣政策操作過程中，引入貨幣政策預(yù)期沖擊，對于提升價格型調(diào)控的政策效應(yīng)，增強(qiáng)貨幣政策有效性有重要意義。

表3中數(shù)量型規(guī)則下各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的方差分解結(jié)果可以看出：不論是否引入貨幣政策預(yù)期沖擊，實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊對各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響程度都占主導(dǎo)地位，在解釋程度上雖有略微升降，但整體上仍有較為穩(wěn)定的解釋力。對于數(shù)量型貨幣政策沖擊，對產(chǎn)出、消費(fèi)、通脹等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的解釋程度基本維持在2%-3%之間，對投資的解釋程度略低，僅為0.35%。引入貨幣政策預(yù)期沖擊之后，加總的貨幣政策沖擊對各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的解釋程度均有所增強(qiáng)。這說明對于數(shù)量型貨幣政策規(guī)則而言，引入預(yù)期管理的調(diào)控手段依然可以提升貨幣政策調(diào)控的有效性，但整體效果不如價格型調(diào)控政策。

5.3 穩(wěn)健性分析

DSGE模型的穩(wěn)健性常常與校準(zhǔn)的參數(shù)有關(guān)，參數(shù)的略微變動可能對非穩(wěn)健的模型帶來較大的結(jié)果差異，但對于穩(wěn)健的DSGE模型而言，參數(shù)的略微變動對模型的估計(jì)結(jié)果只是在數(shù)量上存在較小的差異，不會對沖擊的方向和趨勢帶來較大的影響。決定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)穩(wěn)健的基準(zhǔn)參數(shù)可以考量其在系統(tǒng)中的作用以及深刻理解政策沖擊引起的各變量變動結(jié)果，故本文就模型構(gòu)建過程中起決定作用的參數(shù)校準(zhǔn)值，在合理的區(qū)間內(nèi)，變動參數(shù)校準(zhǔn)值來進(jìn)行穩(wěn)健性分析，具體取值見表4。為簡化問題，在變動某參數(shù)校準(zhǔn)值時，保持基準(zhǔn)模型的其他參數(shù)校準(zhǔn)值不變。

表4 模型重要參數(shù)適當(dāng)校準(zhǔn)值

由實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出，不論是價格型規(guī)則還是數(shù)量型規(guī)則下，當(dāng)改變某些關(guān)鍵參數(shù)校準(zhǔn)值以及先驗(yàn)初始值的情況下，只在模型的估計(jì)結(jié)果上存在數(shù)量上的細(xì)微差別，對政策沖擊下各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的效應(yīng)特征（方向和趨勢）以及貨幣政策預(yù)期沖擊的重要性并未產(chǎn)生本質(zhì)影響。此外，由于本文是在兩類貨幣政策框架下分別探討了預(yù)期與未預(yù)期的政策沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，實(shí)質(zhì)上是在四個模型的基礎(chǔ)上重復(fù)模擬實(shí)現(xiàn)，因此確保了模型結(jié)果的穩(wěn)健性。綜上可以說明，本文在含有預(yù)期沖擊的DSGE模型下得到的研究結(jié)論是合理且穩(wěn)健的。

6 結(jié)論與政策建議

本文借鑒國內(nèi)外關(guān)于貨幣政策預(yù)期沖擊研究的最新進(jìn)展和方法，基于新凱恩斯DSGE模型框架下，在價格型和數(shù)量型兩種不同的貨幣政策規(guī)則中引入預(yù)期沖擊，運(yùn)用貝葉斯方法對模型進(jìn)行估計(jì)并實(shí)證探討未預(yù)期和預(yù)期貨幣政策沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制。根據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果、脈沖響應(yīng)分析以及方差分析得到以下主要結(jié)論：

①貨幣政策未預(yù)期沖擊對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定運(yùn)行會帶來較大影響，說明實(shí)際干預(yù)的貨幣政策對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的調(diào)控作用力度較大。而貨幣政策預(yù)期沖擊對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響較為平緩，在熨平資產(chǎn)價格巨幅波動，防范金融風(fēng)險方面有更好的效果。因此，預(yù)期管理可認(rèn)為是平衡防風(fēng)險與穩(wěn)增長關(guān)系比較理想的貨幣政策調(diào)控工具。

②價格型規(guī)則下貨幣政策沖擊對各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響效應(yīng)略大于數(shù)量型規(guī)則下的政策沖擊效果，因此，我國貨幣當(dāng)局有必要考慮充分合理地運(yùn)用包含預(yù)期管理的價格型貨幣政策工具進(jìn)行有效的宏觀調(diào)控，逐漸將數(shù)量型貨幣政策框架轉(zhuǎn)移到含有預(yù)期管理的價格型貨幣政策框架上來。

③經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受到貨幣政策預(yù)期沖擊之后，產(chǎn)出、通脹、消費(fèi)、投資及托賓Q等主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生同向變動，即產(chǎn)生了消息沖擊驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)周期波動(News Driven Business Cycle)。表明貨幣政策預(yù)期管理能夠影響到宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中能夠起到一定傳導(dǎo)作用。

基于以上實(shí)證模型的分析結(jié)論，結(jié)合當(dāng)前我國貨幣政策預(yù)期管理的實(shí)施現(xiàn)狀，有著如下的政策含義：

第一，加強(qiáng)貨幣政策預(yù)期管理，完善貨幣政策信息溝通機(jī)制。

防風(fēng)險、穩(wěn)增長背景下，減少政策的頻繁干預(yù)，更多運(yùn)用貨幣政策預(yù)期管理。信息溝通是預(yù)期管理的法寶，央行應(yīng)不斷增強(qiáng)各類經(jīng)濟(jì)信息和操作信息的透明度與可信度，豐富信息溝通內(nèi)容，注重信息的充分性和及時性；前瞻性指引時注重跨周期設(shè)計(jì)與引導(dǎo)，更加精準(zhǔn)導(dǎo)向；不斷構(gòu)建足夠通暢的預(yù)期管理傳導(dǎo)渠道。貨幣政策透明度一般要求政策目標(biāo)具有單一性，而目前我國貨幣政策目標(biāo)的多重性致使公眾更加難以理解央行行為（關(guān)禹等，2019［25］）。因此，面對我國貨幣政策錨定的目標(biāo)較多，央行信息溝通時應(yīng)明確設(shè)定優(yōu)先目標(biāo)，“穩(wěn)增長”相較于“防風(fēng)險”，應(yīng)作為首要目標(biāo)以錨定公眾預(yù)期。

第二，強(qiáng)化價格型調(diào)節(jié)和傳導(dǎo)機(jī)制，疏通貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)渠道。

價格是市場經(jīng)濟(jì)中最重要的資源配置信號，因此，疏通貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)渠道，關(guān)鍵應(yīng)該充分發(fā)揮央行結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具的利率引導(dǎo)作用。央行應(yīng)不斷完善國債收益率曲線，搭建較為清晰的利率走廊，使用連續(xù)微調(diào)的方式增強(qiáng)對利率的有效引導(dǎo)。在貨幣政策價格型調(diào)控的基礎(chǔ)框架下引入預(yù)期管理，逐漸形成利率預(yù)期引導(dǎo)機(jī)制，合理把握市場風(fēng)險變化以及公眾對未來政策利率路徑的預(yù)期，形成更加精準(zhǔn)、靈敏的價格信號，進(jìn)而進(jìn)行科學(xué)的政策決策，同時注重預(yù)期管理與傳統(tǒng)價格型政策調(diào)控的協(xié)同運(yùn)用。

第三，兼顧資產(chǎn)價格穩(wěn)定目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)增長和防風(fēng)險長期均衡。

盡管資產(chǎn)價格能否作為貨幣政策目標(biāo)長期存在爭議，但從長期實(shí)踐來看，資產(chǎn)價格的巨大波動不僅會扭曲資源配置，也不利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。預(yù)期是影響資產(chǎn)價格波動的重要因素，從這個角度看，把預(yù)期管理作為目前我國平緩資產(chǎn)價格巨幅波動，防風(fēng)險的一個抓手具有重要的實(shí)踐意義。影響資產(chǎn)價格波動的重要原因是政策的不連續(xù)性，因而預(yù)期管理的首要任務(wù)是“穩(wěn)政策”，向市場發(fā)射政策穩(wěn)定連貫的信號。同時，央行在制定和實(shí)施貨幣政策時要充分考慮到資產(chǎn)價格的波動以應(yīng)對各種不確定性，將資產(chǎn)價格作為監(jiān)測目標(biāo)之一，保持流動性合理充裕（徐亞平等，2018［1］），實(shí)現(xiàn)防風(fēng)險和穩(wěn)增長的長期均衡。