7.3.1 货币政策信誉问题概述
货币政策信誉问题是最近30年来货币政策研究领域的一大热点问题之一。从概念上说，货币政策信誉是指政策制定者的计划与公众对该计划预期间差异的绝对值（Cukier ＆ Meltzer，1986）。这个差异越小，货币政策信誉就越高。如果货币政策目标经历了巨大的变化，那么货币政策信誉就非常低。此外，如果公众意识到货币政策目标发生变化所需时间越长，货币政策信誉也越低。
较高的货币政策信誉有助于提高货币政策效率，货币当局可以通过提高货币政策信誉有效地消除通货膨胀预期（Lohmann，1992）。较高的货币政策信誉意味着预期通货膨胀率是稳定的，与不断波动的通货膨胀预期相比，稳定的通货膨胀预期更加有利于货币当局将通货膨胀率稳定在目标水平上，因此，货币政策信誉对以低通货膨胀为目标的货币政策的作用更为显著（Svensson，2000）。由此可见，对货币当局来说，提高货币政策信誉是保证货币政策有效实施的重要前提保证。
在过去的十年间，货币政策已经逐渐发展成为中国宏观经济管理部门的主要政策工具之一，货币政策在治理通货紧缩和应对通货膨胀过程中都发挥了无可替代的作用。但是，在我国货币政策实施过程中出现的一个客观问题是，我国货币政策信誉还有待进一步提高，给货币政策的实施带来了不利影响。由于货币政策信誉不高，无论是在治理通货紧缩还是抑制通货膨胀的过程中，在新的货币政策措施出台时，公众总会有一段时间的等待观望，在极端情况甚至还出现公众和货币当局的政策博弈，降低了货币政策效率（Caplin ＆ Leahy，1996）。由此可见，要提高中国货币政策效率，必须从影响货币政策信誉的因素入手，解决货币政策信誉不高的问题。
学术界对货币政策信誉问题的研究开始于1970年代。关于货币政策信誉的研究大多是在货币政策博弈分析的框架下，考察如何通过政策设计提高货币政策信誉，从而从侧面研究了影响货币政策信誉的主要因素。从现有的研究看，影响货币政策信誉的主要有三个方面的因素，即制度因素、行为因素和环境因素。首先，部分学者认为，货币政策体系中，货币当局与其他宏观经济管理部门的关系、货币当局所面临的制度制约是影响货币政策信誉的主要因素。Flood ＆ Isard（1989）认为，要提高货币政策信誉，就必须在相关制度中设计逃逸条款（escape clause），在出现高通货膨胀和极度的通货紧缩时，货币当局有权采取一定的权变措施，在其他情况下，必须坚持通货膨胀目标。Tabellini（1985，1988）、Canzoneri（1985）以及Barro（1986）建立理论模型，研究了货币当局在何种情况下调整政策目标会影响货币政策信誉。一般来说，在货币当局任期将满时改变货币政策目标所带来的影响并不是太大。但是，如果在此之前货币当局就调整政策目标，那么将会严重影响将来货币政策的信誉。在具体的货币当局结构框架组织方面，Lohmann（1992）认为，宏观经济管理部门应当选择一个保守的中央银行家（conservative central banker），正常情况下，这个保守的中央银行家将以低通货膨胀率为目标，但是，一旦经济出现较大的波动，宏观经济管理部门就有权收回政策制定权，采取一些权变的政策措施。
其次，货币当局的政策行为也是影响货币政策信誉的因素。例如，货币当局可以选择货币控制（monetary control）的质量，不同的货币控制质量可以影响公众获取货币政策目标变动所需要的时间。这个时间越短，货币政策信誉就越高（Cukierman ＆ Meltzer，1986）。Cukierman ＆ Meltzer（1986）还认为，货币当局的时间偏好程度也可以影响货币政策信誉。货币当局时间偏好程度越高，他们就更加重视眼前利益，就更加倾向于选择较松的货币控制，货币政策信誉就越低。在货币政策透明度（monetary policy transparency）较高的情况下，公众可以清楚地观测到货币政策目标，此时，货币政策是否偏离目标是一个公开的信誉，因此，货币当局任何行为都可能改变公众对货币政策连续性的看法，因而影响货币政策信誉（Faust ＆ Svensson，2001）。Minhov ＆ Sibert（2006）认为，由宏观经济管理部门挑选保守的中央银行家只是将政策的时间不一致问题由中央银行家转移到宏观经济管理部门，并不能提高货币政策信誉。应当建立一个包括保守型人士（hawk）和偏好经济增长的人士（dove）的货币政策委员会，为了维持货币政策信誉，后者一般不会经常改变政策目标，在经济波动幅度大的时候，在前者的制约下，整个委员会制定的政策也不会是过于偏向通货膨胀的（inflation biased）。因此，在公众看来，货币政策目标是稳定的，货币政策信誉也自然较高。
再次，金融市场、金融中介等构成的金融环境是公众形成预期的信息源之一，因此也是影响货币政策信誉的因素。Posen（1995）指出，市场环境对货币政策效率的影响非常关键，只有在金融市场能够有效地保证货币政策传导的情况下，货币当局才有可能实现自己的政策目标。因此，金融市场越发达，货币当局实现政策目标的概率也越大，货币政策信誉相应较高。Cecchetti ＆ Krause（2001）利用23个国家的数据，分析了金融结构对货币政策的影响。他们的研究结果表明，银行体系、股票市场越发达，通货膨胀率的稳定性就越高，因此，货币政策信誉也相对较高。Yakhin（2006）利用30个国家1974—2004年的数据，研究了金融市场国际化程度对货币政策效率的影响。结果显示，在金融市场国家化程度高的国家，货币当局可以采取有效的逆周期的货币政策平抑经济波动，有助于提高货币政策信誉。但是，在金融市场国际化程度低的国家，货币政策往往具有顺周期特征，无法有效地稳定通货膨胀，货币政策信誉相对较低。
从现有文献来看，几乎所有的研究都是从理论角度展开的，没有对货币政策信誉及其影响因素展开实证分析。本节将从现有研究出发，利用Hansen（2000）的门槛回归（threshold regression）方法，分别在线性与非线性前提条件下考察影响中国货币政策信誉的因素。我们的研究结果表明，在当前情况下，股票市场发展状况对货币政策信誉具有显著的影响，股票市场在低水平上的膨胀不利于货币政策信誉的提高。
7.3.2 方法与数据
为了研究影响中国货币政策信誉的主要因素，本节将构建货币政策信誉指标、金融发展指标和货币当局组织行为指标，再利用门槛回归方法，分析各项指标是如何影响货币政策信誉的。
7.3.2.1 指标构建
（1）货币政策信誉指标的构建
在Cukierman和Meltzer（1986）、Svensson（1999）研究的基础上，Cecchetti等（2002）提出了一个构建货币政策信誉指数的方法。该方法的出发点是用货币政策信誉指数反映预期通货膨胀率对货币当局目标通货膨胀率的偏离，其基本公式为
其中，IC、E（π）和πT分别表示货币政策信誉指标、预期通货膨胀率以及货币当局的目标通货膨胀率。（7.14）式实际上说明了货币当局以2%为目标通货膨胀率，当预期通货膨胀率超过20%时，公众认为货币当局完全没有能力稳定物价，货币政策信誉为0。相反，如果货币当局能够使公众相信通货膨胀率将在2%以下，货币政策将有最高的信誉。Cecchetti等采用适应性预期方法计算公众的预期通货膨胀率，即以过去一段时间的平均通货膨胀率作为预期通货膨胀率指标。本节也采用这一方法，以过去四个季度平均通货膨胀率作为预期通货膨胀率。
一般情况下，Cecchetti等提出的货币政策信誉指标可以很好地反映货币政策的信誉，但由于中国在1990年代末期发生了通货紧缩，（7.14）式的适用性大大下降。在通货紧缩期间，预期通货膨胀率小于0，货币当局也公开宣布解决通货紧缩是首要任务，因此，在通货紧缩期间公众对货币政策基本上没有信心。为了解决这个问题，本节将预期通货膨胀小于0时的货币政策信誉也设定为0。
（2）金融市场指标的构建
金融市场指标实际上包括股票市场发展指标和银行发展指标。根据Demirguc－Kunt和Levine（1996）的分析方法，我们分别建立股票市场发展指标和银行发展指标。其中股票市场发展指标（S）等于股票市场总市值与GDP比率、交易量与股票市场总市值比率、股票市场交易量与GDP比率等三项指标的平均数，这三个比率综合反映了股票市场的规模和流动性。为了避免不同指标差异过大可能造成的影响，Demirguc ＆ Levine（1996）将这三项比率都进行正态化处理，即以各季度该比率与平均值的差再减去平均值，因此得到的股票市场发展指标是在［－1，1］之间的比率。银行发展指标（B）则等于银行总资产与GDP的比率，该指标也同样进行正态化处理。
（3）货币当局组织行为指标构建
根据组织行为论的观点，我们也构建指标以反映中国货币当局的组织结构的变动和政策行为。考虑到货币当局组织结构一般在发生变动时才影响公众对货币政策效果的看法，因此我们设立虚拟变量，当货币当局组织结构发生变动时，该变量为1，否则为0。在衡量货币当局行为变动时，考虑到货币当局在短期内出台的政策越多，就越出乎公众的预期，因此，我们也同样设立虚拟变量，该变量的值等于货币当局出台的新政策数目之和。显然，从理论上说，无论是前者还是后者，指标越大，表明货币当局结构及行为变动越大，公众预期方式受到的影响也越明显，从而降低货币政策信誉。
在实际分析中，为了便于理解，我们将这两项虚拟变量加总，再以加总后的最大值减去各季度的实际值，再除以最大值，即
其中，Mt、MO、MB分别为货币当局组织行为指标、货币当局组织结构虚拟变量和货币当局政策行为虚拟变量，下标t表示第t季度。显然，经过（7.15）式的转换所得到的货币当局组织行为指标Mt始终在［0，1］之间，该指标越大，表明货币当局组织结构及政策行为变化越小，越有利于公众形成对货币政策效果的预期。
7.3.2.2 门槛回归（threshold regression）方法
多数宏观经济分析是建立在解释变量与被解释变量之间存在线性关系的假设下的，但是，多数宏观经济指标之间并不满足线性假设，因此有必要采用非线性的分析方法（Granger ＆ Terasvirta，1993）。在影响货币政策信誉的各个因素中，某些因素对货币政策信誉的作用可能也是非线性的，本节分别采用线性方法和非线性方法考察这些因素对中国货币政策信誉的影响。
在各种非线性分析方法中，Hansen（2000）提出了一种考察变量是否存在门槛值（threshold value）的方法。如果能够确定变量存在门槛值，那么线性假设就不成立，只能采用非线性分析方法。此时，货币政策信誉和被解释变量间的关系可以表示为
其中，Xi＝（1，B，S，M）′，qi为解释变量之一，也称为“门槛变量”（threshold variable），γ为门槛值（threshold value）（Hansen，2000）。当变量qi超过门槛值时，它对货币政策信誉的影响就会发生变化。
为了判断是否存在门槛效应（threshold effect），我们根据Hansen（2000）的方法，对式（7.16）、（7.17）进行变形，得到如下的回归方程：
（7.18）式中，当qi＞γ时，Xi（γ）＝0，否则Xi（γ）＝Xi。系数δn反映了门槛变量超过门槛值时，解释变量对货币政策信誉影响幅度的变化，因此该系数反映了门槛效应（Hansen，2000）。
Hansen（2000）建议采用最小距离法找到门槛值γ：
公式（7.19）中，X＊γ＝［X Xγ］。
为了检验（7.20）式所得到的门槛值是否可以反映实际情况，Hansen建议采用LR统计量，用该统计量比较一定显著性水平上的临界值[3]，如果LR统计量小于临界值，则证明确实存在门槛效应，此时，普通的线性分析方法不能准确反映各解释变量与货币政策信誉指标之间的关系。LR统计量计算公式为：
考虑到某些变量可能存在不止一个门槛值，本节将根据Hansen的LR检验结果，找到可能的门槛值，再比较不同门槛值的有效性，最终判断最优的门槛值。
由于本节采用了三个解释变量，因此，在分析是否存在门槛效应时，利用AIC方法判断哪一个变量对货币政策信誉的影响具有最强烈的门槛效应，再将这个变量作为门槛变量（threshold variable）进行分析。
7.3.2.3 数据说明
本节采用的数据包括CPI、股票市场总市值、股票市场交易量、各季度GDP、银行资产等指标，所有指标均选自Datastream。考虑到货币政策信誉的变动一般需要一段时间，使得公众能够形成一个比较稳定的通货膨胀预期，但是，这段时期又不宜太长，否则无法准确反映公众预期的变化，因此我们选择季度数据。由于数据可获得性的限制，我们的研究期间为1996年第1季度到2005年第3季度。
此外，货币当局组织行为指标以这段时间里与货币政策有关的中国主要的金融法律、中国人民银行的各项规定、公告为依据，全部信息来自中国人民银行网站。
7.3.3 实证分析
表7.10显示的是货币政策信誉、银行发展指数、股票市场发展指数以及货币当局组织行为指数的描述性统计分析结果。由于进行了正态化处理，货币政策信誉指标在0和1之间，其平均值小于中间值，说明大多数季度的货币政策信誉都偏高，但是部分季度的货币政策信誉非常低，使得平均值偏低。银行发展指数以及货币当局组织行为指数的中间值也要大于平均值，反映了类似的情况。股票市场发展指数的平均值大于中间值，说明大多数季度里股票市场发展情况不容乐观。
表7.10 各项指标的描述性统计分析
样本数为39。
由于股票市场发展指数、银行发展指数以及货币当局组织行为指数都反映了金融体系的变化，为了避免三者间可能出现的高度相关性（Demirguc ＆ Levine，1996），我们先对这三个指标进行相关分析。表7.11显示了相关分析的结果，括号中是各相关系数的P检验值。从表7.11可见，这三个指标之间的相关系数都不能通过显著性检验，因此三者之间不存在共线性问题，可以同时对这三个指标进行回归分析。
表7.11 解释变量的相关系数分析
我们首先对所有指标进行线性回归分析，以考察股票市场、银行以及货币当局组织结构及行为对货币政策信誉总体上的影响。从表7.12可见，回归方程可以通过F检验，调整后R2也达到0.672 5，回归结果具有一定解释力。在三个解释变量中，仅有股票市场发展指标可以通过系数的显著性检验，而且在5%的水平上显著。股票市场发展指标的系数值为－0.487 8，反映了从1996年到2005年，股票市场规模的扩大、交易的活跃对中国货币政策信誉反而产生了负面的影响。
表7.12 线性回归结果
续 表
＊＊表示可以在5%的水平上通过检验。
线性回归结果基本上反映了在当前情况下，低水平的股票市场对货币政策信誉的影响。但是，线性回归不能揭示随着股票市场发展水平的不断提高，这种负面影响是否会发生改变。因此，有必要进一步分析股票市场对货币政策信誉的影响过程中是否存在门槛效应，运用动态方法考察两者之间的关系。
根据Hansen（2000）的门槛回归分析方法，我们按照（7.16）—（7.21）式，分别分析各个解释变量的门槛效应。结果发现，只有股票市场发展指数的门槛效应最为显著，因此本节仅以股票市场发展指标为门槛变量作进一步的研究。根据（7.21）式计算出股票市场发展指数为门槛变量时的LR统计量，结果见图7.4。
图7.4 LR统计量
图7.3中的曲线表示的是以各季度的股票市场发展指标为门槛值得到的LR统计量，水平的直线表示的是95%水平的临界值（LRC＝7.35）。在计算LR统计量过程中，由于出现了奇异值，部分股票市场发展指数不存在门槛效应，图中所反映的点比样本数少。由图7.3可见，LR统计量有两个最低点，即股票市场发展指数为0.016 6和0.230 7时，LR统计量分别为2.019和0。根据Hansen（2000）和Girma（2005），调整后LR统计量显示0.230 7具有显著的门槛效应。但是，为了全面反映股票市场发展对货币政策信誉可能带来的影响，我们采用单门槛效应和多门槛效应分析方法，先分别以0.016 6和0.230 7为单门槛值，将股票市场发展指数划分为两个阶段，再以0.016 6和0.230 7为双门槛值，将股票市场发展指数划分为三个阶段，逐一分析货币政策信誉受到的影响，并比较各个门槛值的显著性。
表7.13显示的是以0.016 6和0.230 7为单门槛值（T）时得到的回归结果。由表7.13门槛值时，回归方程的F值可以在5%的显著性水平上通过检验，但是，以0.016 6为门槛值时，只能在10%的水平上通过检验，说明0.230 7作为门槛值的效果更好。与线性回归结果相比，这两个回归模型调整后R2值都有较大的下降。但是，采用0.230 7为门槛值时，回归模型的AIC值比线性回归模型低，说明以0.230 7为门槛值时的回归模型的效果比线性回归好，更能反映实际情况。从回归系数看，无论是以哪一个值为门槛值，只有在低于门槛值时，股票市场发展指数才能通过系数的显著性检验，两个模型中股票市场发展指数的系数都小于0，说明我国股票市场发展对货币政策信誉的负面影响是建立在股票市场发展程度较低的前提下，当股票市场发展水平高于门槛值时，并不存在显著的负面效应。显然，与线性回归结果相比，单门槛回归结果表明，如果中国股票市场发展水平继续提高，货币政策信誉所收到的负面影响会逐渐消失。
表7.13 单门槛值回归结果
＊＊、＊＊＊分别表示可以在5%与1%的水平上通过检验。
LR统计量表明，中国股票市场发展指数对货币政策效率的影响可能存在两个门槛值，我们再分别以TL＝0.016 6和TU＝0.230 7进行双门槛回归，结果见表7.14。
表7.14 双门槛值回归结果
续 表
＊、＊＊分别表示可以在10%与5%的水平上通过显著性检验。
双门槛回归结果调整后R2比单门槛回归结果高，P检验值也可以在5%的水平上通过显著性检验，AIC值也更低，由此可见，双门槛回归的效果更好。两个门槛值将股票市场发展指数划分为三个组别，只有当股票市场发展指数高于较低的门槛值（TL＝0.001 6）并低于较高的门槛值（TU＝0.230 7）时，股票市场发展对货币政策信誉才存在显著的负面影响。此时的系数值为－2.985 0，说明在这一阶段，股票市场规模的扩大、交易的活跃对货币政策的负面影响比单门槛回归时更强烈。在股票市场发展水平更低或者更高的时候，货币政策信誉收到的影响反而不显著。
这个结果表明，中国股票市场对货币政策信誉的影响基本上可以分为三个阶段。在第一阶段，当股票市场发展水平极低的时候，股票市场对居民、企业行为的影响很小，在预测货币政策效果时，股票市场也不是他们主要的信息来源，因此，股票市场对货币政策信誉的影响不显著。在第二阶段，随着股票市场规模的进一步扩大以及交易的增加，股票市场的影响逐渐显著。由于中国股票市场上存在一系列制度性问题，股票市场在货币政策传导过程中常常引起“短路”（钱小安，1998），不仅不能帮助货币当局实现目标通货膨胀率，反而会扰乱货币政策实施的环境，不利于货币政策信誉的提高（Posen，1995），因此，此时股票市场发展对货币政策信誉的影响反而是负面的。在第三阶段，如果中国股票市场的成熟程度不断提高，在股票市场发展指数超越较高的门槛值（TL＝0.230 7）之后，股票市场对货币政策信誉的负面影响也将逐渐消失。随着股票市场发展程度的不断提高，股票市场在社会资源配置以及信息传递中的积极作用逐渐显现，股票市场所提供信息的有用性不断提高，公众开始利用股票市场信息分析货币政策，因此货币政策信誉所收到的负面影响越来越不显著。随着中国股票市场的进一步发展，货币政策信誉有可能因此而提高。
在所有的模型中，银行发展指标和货币当局组织行为指标都不能通过显著性检验，这主要由两方面原因引起的。首先，客观地说，由于大多数银行仍为国有，银行在经营模式上存在很多问题，以至于在货币政策传导过程中，银行作用难以预测（裴平、熊鹏，2003），公众很难通过银行资产的变动判断货币政策的效果，因此，银行发展指数对货币政策信誉没有显著的影响。其次，从1996年以来，中国货币当局的组织结构基本上没有发生明显的变化，由于中央银行的独立性不如美国等发达国家，中国货币政策制定者的职位的任免对货币政策影响不大（伏润民，2004），因此，中国货币当局组织行为指数对货币政策信誉也没有显著的影响。
7.3.4 简要结论
货币政策信誉是货币政策理论和实践中非常重要的一个问题，货币政策信誉的高低直接关系到货币政策效率。如果货币政策信誉很高，那么货币当局实施货币政策的难度大大降低，在某些情况下，仅仅通过道义劝告就可以实现货币政策目标。相反，如果货币政策信誉很低，任何货币政策手段都会引起不利的政策博弈，即使合理的货币政策也难以生效。
本节利用1996年第1季度—2005年第3季度的数据，运用门槛回归分析方法研究了影响中国货币政策信誉的因素。研究结果表明，金融环境对货币政策信誉具有显著的影响，而货币当局组织行为的影响并不显著。在金融环境中，银行没有显著的影响，而股票市场的影响具有明显的门槛效应。当股票市场发展水平很低时，货币政策信誉不受影响。在股票市场发展的一定阶段，货币政策信誉将受到负面影响。随着股票市场的进一步发展，这种负面影响将逐渐消失。
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