經(jīng)濟(jì)開放度與貨幣政策有效性的實(shí)證分析

朱鐘棣

（上海對外貿(mào)易學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易研究所，上海 201620）

經(jīng)濟(jì)開放度與貨幣政策有效性的實(shí)證分析

朱鐘棣

（上海對外貿(mào)易學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易研究所，上海 201620）

通過運(yùn)用K arras建立的產(chǎn)出增長率和通貨膨脹模型，采用向量自回歸V A R框架，分析經(jīng)濟(jì)開放度對我國貨幣政策效果的影響。回歸結(jié)果表明，無論是以M0作為貨幣政策的測度指標(biāo)，還是以M1作為貨幣政策的測度指標(biāo)，它們都反映出：在長期，經(jīng)濟(jì)開放度的提高會削弱貨幣政策的有效性；但從短期來看，經(jīng)濟(jì)開放度的提高不一定會削弱貨幣政策的有效性，有時反而會提高貨幣政策的有效性。

經(jīng)濟(jì)開放度；貨幣政策；價格效應(yīng)；產(chǎn)出效應(yīng)

一、文獻(xiàn)綜述

對貨幣政策有效性的研究，國外文獻(xiàn)多集中在探討經(jīng)濟(jì)開放度與通貨膨脹之間的關(guān)系。Romer (1993)曾運(yùn)用114個國家1973年以后的數(shù)據(jù)資料，詳細(xì)研究了經(jīng)濟(jì)開放度與通貨膨脹率之間的關(guān)系。他認(rèn)為，在開放經(jīng)濟(jì)中，一國實(shí)施經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張會降低本國商品對外國商品的相對價格，造成實(shí)際匯率貶值。這種實(shí)際貶值，減少了擴(kuò)張可以帶來的收益，也即降低了相對于通貨膨脹成本而言的擴(kuò)張收益。[1]Bryant、Henderson、Holtham和Symansky（1988）認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)開放度的提高使得貨幣政策的價格效應(yīng)大于產(chǎn)出效應(yīng)，他們構(gòu)造了10個以上宏觀經(jīng)濟(jì)模型證明了這一推斷。[2]Karras（1999）對經(jīng)濟(jì)開放度與貨幣政策有效性的關(guān)系進(jìn)行了最為詳盡的論述。他通過對38個國家1953-1990年的平行數(shù)據(jù)實(shí)證得出結(jié)論：經(jīng)濟(jì)開放度越大，貨幣政策對產(chǎn)出的影響越小，而對價格的影響越大。[3]

開放經(jīng)濟(jì)下貨幣政策有效性問題也引起了我國理論界和實(shí)務(wù)部門的關(guān)注，并產(chǎn)生了一些學(xué)術(shù)成果。錢小安（2002）指出，在經(jīng)濟(jì)開放條件下，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)的影響力較小，甚至存在貨幣中性的傾向。[4]田素華（2006）認(rèn)為在金融開放條件下，由于國際資本自由流動，我國實(shí)行緊縮性貨幣政策將會受到更多的制約。[5]范從來，廖曉萍（2003）采用向量自回歸VAR框架，對中國改革開放以來的有關(guān)產(chǎn)出、價格和開放度的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，隨著經(jīng)濟(jì)開放度的提高，貨幣政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)會不斷弱化。[6]

二、經(jīng)濟(jì)開放度的度量

在本研究中，我們參考姜波克（1999）、劉朝明和韋海鳴（2001）[7-8]等人的研究成果，選取了外貿(mào)依存度、投資開放度、金融開放度、服務(wù)貿(mào)易開放度四個指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)平均來測算經(jīng)濟(jì)開放度。其各項(xiàng)指標(biāo)定義：O1=(X+M)/GDP，O2=(Io+Ii)/GDP，O3=(A+L)/GDP，O4=(So+Si)/GDP。其中，O1表示外貿(mào)依存度或稱貿(mào)易開放度；X、M分別表示一年的出口總額和進(jìn)口總額；O2表示投資開放度；Io、Ii分別表示外商直接投資、間接投資和接受外商直接投資、間接投資總額；①O3表示金融開放度；A、L分別表示對外資產(chǎn)（包括對外直接投資、證券投資、其他投資和國家儲備資產(chǎn)）和對外負(fù)債（包括外商直接投資、外商證券投資和其他投資）；O4表示服務(wù)貿(mào)易開放度；So、Si分別表示一年的服務(wù)貿(mào)易輸出和輸入總額。根據(jù)上述指標(biāo)，通過聚類分析，構(gòu)建如下衡量一國對外開放程度模型：[9]

式中，OPEN代表一國對外開放程度。根據(jù)上述模型，測算出我國經(jīng)濟(jì)開放度如表1所示：

表1 經(jīng)濟(jì)開放程度計(jì)算表

圖1是各開放度指標(biāo)的趨勢圖。從趨勢線上看，各個指標(biāo)都呈現(xiàn)出長期向上的趨勢，表明隨著時間的推移，中國各領(lǐng)域的開放度都在不斷提高。但各個指標(biāo)的大小有明顯差異。貿(mào)易開放度在1995年以前最高，投資開放度和服務(wù)貿(mào)易開放度則處于比較低的水平。從1993年開始，金融開放度加速上升，1996年超過貿(mào)易開放度。②但在中國加入WTO以后，貿(mào)易開放度迅速提高超過了金融開放度。服務(wù)貿(mào)易開放度則一直處在一個較低的水平，在加入WTO后，有輕微的上升趨勢。投資開放度在1992年后大幅上升，但近期卻呈現(xiàn)出下降的趨勢?？偨?jīng)濟(jì)開放度從1978年以來，一直呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，表明中國的對外開放程度是穩(wěn)步增大的。

圖1 中國經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)線性趨勢圖

三、模型的構(gòu)建

本文借鑒了Karras（1999）實(shí)證研究的思路和方法，采用向量自回歸VAR框架建立了如下產(chǎn)出增長率和通貨膨脹率模型，表達(dá)式如下：

式中，j代表第j個國家；t代表t期；Δy是產(chǎn)出增長率；Δm是貨幣供給增長率；Δp是價格總水平變動率；Δoil是真實(shí)石油價格增長率；γ、β為待估系數(shù)，分別表示與第j個國家第t期產(chǎn)出和價格總水平的序列不相關(guān)的修正項(xiàng)，這些修正項(xiàng)可以看作是產(chǎn)出和價格總水平變動率干擾沖擊。i、Q、R、S分別為各自的最大滯后期數(shù)。

為了考察經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策效果的影響，貨幣供給量的系數(shù)可以表示為：

式中，θ、φ是待估系數(shù)，OPENj,t代表國家j在時期t的經(jīng)濟(jì)開放度，從而，產(chǎn)出增長率和價格總水平變動率的模型最終可表示為:

根據(jù)Romer(1993)的論述，經(jīng)濟(jì)開放度與通貨膨脹率成反比關(guān)系。所以，參數(shù)φOPEN的估計(jì)值應(yīng)該為負(fù)數(shù)。即隨著經(jīng)濟(jì)開放度的提高，貨幣政策的價格效應(yīng)將減弱。貨幣供給對實(shí)際產(chǎn)出的影響是隨著經(jīng)濟(jì)開放度的提高而減少的，因此，式（5）中，φOPEN的估計(jì)值應(yīng)為負(fù)數(shù)。

在方程（1）、（2）中，包含了石油價格因素，是用來表示供給沖擊的，根據(jù)我國2005年以前的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，煤炭占74%左右，石油消費(fèi)比例較低。因此，油價的供給沖擊在中國的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)上并不顯著。同時，根據(jù)朱鐘棣（2005）的研究，無論是占中國能源結(jié)構(gòu)總量第一位的煤炭，還是占第二位的石油，均不構(gòu)成對中國的供給沖擊。[10]因此，在Karras模型中，剔除供給沖擊變量，作為本文實(shí)證分析模型，表達(dá)式如下：

四、數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述模型，本文涉及的宏觀經(jīng)濟(jì)模型變量主要包括產(chǎn)出增長率、貨幣供給量和通貨膨脹率等，分別用實(shí)際GDP增長率、M0、M1增長率和商品零售價格指數(shù)增長率③表示。

本文選取了M0、M1兩個指標(biāo)代表貨幣政策執(zhí)行力度。選取M0代表貨幣政策執(zhí)行力度是因?yàn)镸0與GDP有很高的相關(guān)性。有關(guān)研究表明，我國M0與GDP的相關(guān)性達(dá)到0.8967。選取M1代表貨幣政策執(zhí)行力度是因?yàn)镸1一直以來都是我國貨幣控制的重點(diǎn)。因此，它們能夠較準(zhǔn)確地反映出貨幣政策的力度強(qiáng)弱。

經(jīng)濟(jì)時間序列大多數(shù)都是非平穩(wěn)的，采用非平穩(wěn)時間序列來研究變量之間的關(guān)系，很可能出現(xiàn)“偽回歸”。為了避免“偽回歸”的出現(xiàn)，首先要對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是平穩(wěn)性檢驗(yàn)的常用方法，包括迪基—富勒檢驗(yàn)（DF）檢驗(yàn)和擴(kuò)張的迪基—富勒檢驗(yàn)(ADF)檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表2：

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表2我們可知，在貨幣供應(yīng)量的增長率變量中，Δm0在5%的水平下顯著，Δm1的二階滯后期在5%的水平下顯著，均能拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)；商品價格指數(shù)增長率（Δp）在5%的水平下顯著；國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（Δy）和對外開放程度（OPEN）時間序列，都在10%的水平下顯著，均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，時間序列國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（Δy）、商品價格指數(shù)增長率（Δp）、貨幣供應(yīng)量增長率（Δm0）和對外開放程度（Δm1）均為平穩(wěn)序列。下面，我們運(yùn)用上述變量對方程(7)、(8)進(jìn)行回歸分析，其目的是實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價格效應(yīng)的影響。

五、實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果與結(jié)論

（一）以M0度量貨幣政策時的貨幣政策執(zhí)行效力

表3和表4分別是模型滯后一、二期時貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)，從表中數(shù)據(jù)我們可以看到，無論是滯后一期還是二期，OPENΔm0t的系數(shù)估計(jì)值均小于零且顯著。這說明隨著經(jīng)濟(jì)開放度的提高，我國貨幣政策的執(zhí)行效力在下降。表4中，OPEN(-1)Δmt-1和OPEN(-2)Δmt-2的系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，這表明不僅當(dāng)年經(jīng)濟(jì)開放度會弱化貨幣政策的執(zhí)行效力，前兩年的經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策均會產(chǎn)生負(fù)面影響。Δm0t、Δm0t-1、Δm0t-2的系數(shù)估計(jì)值均為正數(shù)，但只有Δm0t系數(shù)顯著，說明只有當(dāng)期的貨幣政策會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生效力，而前兩期貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的作用效果不明顯。Δyt-1的系數(shù)估計(jì)值為正數(shù)且顯著，說明前一年的國民收入增長會對當(dāng)年的國民收入增長有明顯的拉升作用。

表5和表6是當(dāng)以M0變化率度量貨幣政策時的貨幣政策價格效應(yīng)。如表所示，無論是滯后一期還是兩期，OPENΔMt的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值，這表明貨幣政策的價格效應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)開放度的提高而減小，兩者呈現(xiàn)較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一點(diǎn)與Karras利用38個國家38年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究得出的結(jié)論不符，但與Romer(1993)、Lane (1997)研究結(jié)果是一致的。對此的解釋是，“在開放經(jīng)濟(jì)中，一國實(shí)施經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張，就會降低本國商品對外國商品的相對價格，造成實(shí)際匯率貶值。這種實(shí)際貶值，減少了擴(kuò)張可以帶來的收益，即降低了相對于通貨膨脹成本而言的擴(kuò)張收益。因此，開放度越高的經(jīng)濟(jì)，其平均通貨膨脹率就應(yīng)當(dāng)越低”。無論是滯后一期還是兩期，Δm0t的系數(shù)均為正值且在10%的水平下顯著，說明當(dāng)期的貨幣政策對當(dāng)年的價格會產(chǎn)生較強(qiáng)的拉升作用。Δpt-1的估計(jì)系數(shù)為正值，且在5%的顯著性水平下顯著，說明通貨膨脹率存在較強(qiáng)的“慣性”，前一期的通貨膨脹率對當(dāng)期的通貨膨脹率會產(chǎn)生助推作用。

表3 貨幣政策M(jìn)0的產(chǎn)出效應(yīng)（滯后一期）

表4 貨幣政策M(jìn)0的產(chǎn)出效應(yīng)（滯后兩期）

表5 貨幣政策M(jìn)0的價格效應(yīng)（滯后一期）

表6 貨幣政策M(jìn)0的價格效應(yīng)（滯后兩期）

（二）以M1度量貨幣政策時的貨幣政策執(zhí)行效力

從表7、表9中我們可以看到，無論是產(chǎn)出效應(yīng)還是價格效應(yīng)，滯后一期模型的各變量系數(shù)都不顯著，說明貨幣供應(yīng)量增長率、經(jīng)濟(jì)開放度對產(chǎn)出和價格的影響均存在較長的時滯。表8和表10是模型滯后兩期的檢驗(yàn)結(jié)果，從表8中我們看到，Δyt-2的估計(jì)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且通過了顯著性檢驗(yàn)，說明前兩期的產(chǎn)出增長率對當(dāng)期的產(chǎn)出增長率有促退作用。Δm1t和Δm1t-1的估計(jì)系數(shù)均不顯著，Δm1t-2的估計(jì)系數(shù)在接近10%的水平下顯著，說明在開放經(jīng)濟(jì)下，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的作用效力存在較長時間的時滯，這個時滯大約有兩年之久。④OPENΔm1t的估計(jì)系數(shù)為負(fù)數(shù)，但在10%的水平下不顯著，說明當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策的執(zhí)行效力影響不明顯。OPEN(-1)Δm1t-1、OPEN(-2)Δm1t-2的估計(jì)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，但前者估計(jì)系數(shù)為正數(shù)，后者估計(jì)系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明滯后一期的經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策執(zhí)行效力有放大作用，滯后兩期的經(jīng)濟(jì)開放度對貨幣政策執(zhí)行效力有削弱作用。我們可以對原因作如下解釋：經(jīng)濟(jì)開放度的提高在短期內(nèi)并不一定會導(dǎo)致貨幣政策執(zhí)行效力的下降；相反，開放程度的提高會使得社會經(jīng)濟(jì)個體對政策的敏感度增強(qiáng)，并據(jù)以調(diào)整自身行為，從而使得貨幣政策執(zhí)行效力非但不會削弱，反而會有所增強(qiáng)。表10是滯后兩期貨幣政策M(jìn)1的價格效應(yīng)。從表中可知，OPENΔm1t、OPEN(-1)Δm1t-1、 OPEN(-2)Δm1t-2的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)數(shù)，且OPENΔm1t、OPEN(-1)Δm1t-1均通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)開放度的提高會降低一國的通貨膨脹率。Δpt-2的估計(jì)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明前二期的價格水平對當(dāng)期的價格水平有降低作用。Δm1t的估計(jì)系數(shù)為正，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說明當(dāng)期的貨幣政策對價格有較強(qiáng)的影響力。

表7 貨幣政策M(jìn)1的產(chǎn)出效應(yīng)（滯后一期）

表8 貨幣政策M(jìn)1的產(chǎn)出效應(yīng)（滯后兩期）

綜上分析，我們可以得出結(jié)論：無論是以M0作為衡量貨幣政策的測度指標(biāo)，還是以M1作為貨幣政策的測度指標(biāo)，它們都反映出，在長期，經(jīng)濟(jì)開放度的提高會削弱貨幣政策的有效性；但從短期來看，由于開放程度的提高會使得經(jīng)濟(jì)個體對政策的敏感度增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)開放度的提高不一定會降低貨幣政策的有效性，有時反而會提高貨幣政策的執(zhí)行效力。

表9 貨幣政策M(jìn)1的價格效應(yīng)（滯后一期）

表10 貨幣政策M(jìn)1的價格效應(yīng)（滯后兩期）

注：表3-10中，Variable為變量，Coef.為系數(shù)，Std.為標(biāo)準(zhǔn)差，Prob.為概念。

注：本文得到上海市085工程項(xiàng)目的支持，在寫作過程中也得到復(fù)旦大學(xué)國際金融系博士生何文忠的大力幫助，作者表示衷心感謝。

注 釋：

①這里的外商是指包括港澳臺在內(nèi)的境外投資者。

②金融開放度迅速增加的原因可能是1996年的匯率體制改革后，人民幣在經(jīng)常項(xiàng)目下可自由兌換，便利了投資和國際貿(mào)易。

③實(shí)際GDP增長率、物價指數(shù)增長率均采用環(huán)比指標(biāo)，以1978年為基期計(jì)算得到。

④這只是作者對變量系數(shù)不顯著的一種解釋，要研究貨幣政策對經(jīng)濟(jì)作用到底存在多久的時滯，不能以此模型計(jì)量。

[1]Romer.Openness and Inflation:Theory and Evidence[J].Quarterly Journal of Economics，1993.

[2]Bryant,Henderson,Holtham,Symansky.Empirical Macroeconomics for Independent Economies[M].Brookings Institution, Washington,DC，1998.

[3]Karras G..Openness and Effects of Monetary Policy[J].Journal of international Money and Finance，1999.

[4]錢曉安.金融開放條件下貨幣政策與金融監(jiān)管的分工與協(xié)作[J].金融研究，2002，(1).

[5]田素華.外資銀行對我國貨幣政策影響的實(shí)證分析[J].上海金融，2006，(7).

[6]范從來，廖曉萍.開放經(jīng)濟(jì)下貨幣政策有效性實(shí)證研究[J].江蘇行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2003，(3).

[7]姜波克.開放經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[M].上海：復(fù)旦大學(xué)出版社，1999.

[8]劉朝明，韋海敏.對外開放的度量方法與模型分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2001，(2).

[9]吳園一.中國經(jīng)濟(jì)開放度選擇及指標(biāo)體系[J].財(cái)經(jīng)研究，1998，(1).

[10]朱鐘棣.人民幣匯率機(jī)制的回顧與改進(jìn)[J].上海投資，2005，(4).

附錄

數(shù)據(jù)說明：

1．由于1995年以前IMF的“International Financial Statistics”所公布的國際收支平衡表是以《國際收指南》(BPM4)為基礎(chǔ)的，其中直接投資、證券投資、其他投資是以凈額的方式公布的。因此，本文計(jì)算的直接投資總額、證券投資總額、其他投資總額均以凈額方式計(jì)算。

2．由于計(jì)算投資開放度和金融開放度的指標(biāo)國家在1985年才統(tǒng)計(jì)公布，所以在本研究中，對于1985年以前的經(jīng)濟(jì)開放度計(jì)算賦予此兩類指標(biāo)權(quán)重為零，即僅以外貿(mào)依存度和服務(wù)開放度度量。這勢必會導(dǎo)致開放度的低估，但所幸1985年以前我國的投資和外債的數(shù)額較小，影響不會太大。

3．計(jì)量模型中的數(shù)據(jù)來源說明：1978-2005年GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；M0，M1來自《中國宏觀經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》；物價指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

4．由于我國是在1990年才開始統(tǒng)計(jì)指標(biāo)值，所以在計(jì)量分析中，M0數(shù)據(jù)始于1978年，M1數(shù)據(jù)從1990年開始。

責(zé)任編校：史言信

An Empirical Study of Econom ic Openness and Monetary Policy Effectiveness

ZHU Zhong-di
(Shanghai Institute of Foreign Trade,Shanghai 201620,China)

By constructing a model of output grow th rate and inflation w ith Karras,this paper makes use of VAR framework to analyze the influence of degree of openness on the effectiveness of China’s monetary policy.The result indicates that whether M 0 or M 1 is used as measuring index for monetary policy,each can reflect that in long-term the increasing openness of economy would decrease the effectiveness of monetary policy;while in short-term the increasing econom ic openness will not necessarily reduce the effectiveness of monetary policy,sometimes it may even increase the validity of monetary policy.

econom ic openness;monetary policy;price effect;output effect

book=96,ebook=69

F740

A

1005－0892(2010)12－0096－08

2010-10-15

朱鐘棣，上海市高校人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地——上海對外貿(mào)易學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易研究所教授、博士生導(dǎo)師，主要從事國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易研究。