開放條件下我國貨幣政策有效性的實證研究

摘 要：本文利用我國2001年1月至2011年12月的對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平指標，通過因素增強型向量自回歸模型提取了反映對外開放發(fā)展水平的開放因子，并構建了開放因子與一般物價水平、貨幣供應量增長率和實際產(chǎn)出增長率的結構向量自回歸模型進行了分析。研究發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的提高雖然不會影響貨幣長期中性的結論，但是會在降低產(chǎn)出波動的同時增大價格的波動。

關鍵詞：因素增強型向量自回歸模型；貨幣政策；有效性

中圖分類號：F822 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2012）09-0015-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2012.09.04

一、引言

經(jīng)過幾十年的改革開放，對外貿(mào)易的迅猛發(fā)展導致我國的貨幣政策傳導機制和操作環(huán)境相對以往發(fā)生了更加深刻的變化。與此同時，伴隨著金融全球化的發(fā)展，金融工具的創(chuàng)新以及金融全球化的浪潮深刻的改變了貨幣當局貨幣政策制定與實施的環(huán)境，動搖了傳統(tǒng)貨幣政策的傳導機制與影響力。貨幣政策平抑內(nèi)外均衡所受到的影響越來越多，加大了中央銀行準確地把握這些因素的變化及影響的難度，因此開放條件下貨幣政策的有效性問題已經(jīng)成為貨幣政策的一個重大理論與實踐問題。近段時期以來，全球經(jīng)濟復蘇緩慢，而歐洲主權債務危機的持續(xù)發(fā)酵給世界經(jīng)濟的復蘇又增添了新的變數(shù)。與此同時，發(fā)達國家失業(yè)率居高不下、需求疲軟，新興市場國家和發(fā)展中國家經(jīng)濟增速回落，美國長期主權信用評價被下調(diào)，國際金融市場反復振蕩。因此，未來一段時期，我國的貨幣政策取向還是以寬松的貨幣政策為主基調(diào)。然而，現(xiàn)實的情況是一方面貨幣政策以適度寬松為主基調(diào)，另一方面通貨膨脹在不斷抬頭。因此，在一個開放、經(jīng)濟與金融形勢風云變幻的背景下討論貨幣政策的有效性是非常有現(xiàn)實意義的。

二、文獻綜述

最早嘗試在開放條件下分析貨幣政策有效性的是Mundell（1960）和Fleming（1962），他們通過比較在開放條件下固定匯率和浮動匯率制度下財政與貨幣政策的有效性，得出了著名了“三元悖論”[1-2]。Krugman（1979）證明了開放條件下的固定匯率制度是對一國不恰當?shù)呢泿耪叩募s束[3]。此后，Obstfeld（1996）研究認為開放經(jīng)濟條件下即使經(jīng)濟平穩(wěn)運行，公眾的心理預期還是會影響到貨幣政策的有效性[4]。伴隨著計量經(jīng)濟學的發(fā)展，西方學者對貨幣政策的有效性進行了大量的研究。Friedman和Schwartz（1963）發(fā)現(xiàn)，貨幣供應量在短期會對產(chǎn)出產(chǎn)生影響，但是在長期對產(chǎn)出沒有影響[5]。Lawrence（1988）對貨幣供應量和產(chǎn)出進行了Granger-causality檢驗，發(fā)現(xiàn)取對數(shù)后的貨幣供應量與產(chǎn)出之間Granger因果關系顯著成立，但是對數(shù)一階差分之后兩者之間的Granger因果關系并不成立[6]。Stock和Waston（1989）采用1960—1985年的月度數(shù)據(jù)建立了貨幣供應量和工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的雙變量模型，并在此基礎上加入了價格水平、利率的多變量VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供應量并不能解釋美國工業(yè)指數(shù)的變動，但是貨幣供應量對產(chǎn)出的影響是顯著的[7]。Romer（1993）通過研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟開放度與通貨膨脹率存在反向關系，由于主動貨幣政策實施而導致的實際產(chǎn)出會隨著貿(mào)易開放度的增大而增大[8]。Patrick（2010）采用SVAR模型分析了在長期貨幣是否中性的問題，他發(fā)現(xiàn)SVAR模型能夠很好地支持長期貨幣中性的結論[9]。

隨著經(jīng)濟全球化和金融自由化的進一步發(fā)展，開放條件下我國貨幣政策的有效性問題已經(jīng)吸引了越來越多的研究者的目光。劉斌（2002）采用VAR的分析方法發(fā)現(xiàn)，長期產(chǎn)出的變化與貨幣供應量沒有關系，但是無論長期還是短期，貨幣供應量的變化都會對物價產(chǎn)生影響[10]。邱崇明（2003）通過研究認為外資銀行進入和金融創(chuàng)新將削弱中央銀行的貨幣調(diào)控能力，貨幣傳導機制復雜化[11]。陸軍（2002）利用我國1978—2002年的數(shù)據(jù)，采用Granger-causality檢驗和Fisher與Seater方法研究，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)產(chǎn)出是貨幣供應量的Granger原因，但是長期貨幣是中性的[12]。劉柏（2005）通過Granger影響關系、VAR模型分析發(fā)現(xiàn)隨著我國對外開放程度的提高，貨幣政策的傳導機制已經(jīng)不完全取決于國內(nèi)的經(jīng)濟變量，外部經(jīng)濟沖擊變得越來越重要[13]。劉霖（2005）采用協(xié)整和向量自回歸的方法，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長率、M2 增長率、貸款余額增長率、物價之間存在協(xié)整關系，這意味著它們之間存在著長期均衡關系，貨幣供應量在長期會促進產(chǎn)出的增加[14]。裴平（2006）利用季度和年度數(shù)據(jù)分別對我國經(jīng)濟開放度與貨幣政策產(chǎn)出效應和價格效應進行了研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放度的提高會弱化我國貨幣政策的產(chǎn)出效應與價格效應[15]。閆力（2009）運用VAR模型和脈沖響應函數(shù)對我國貨幣政策有效性進行了研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的價格效應顯著，但產(chǎn)出效應相對不顯著[16]。張屹山（2010）采用VAR模型分析了資本和金融項目開放對我國宏觀經(jīng)濟的影響[17]。董青馬（2011）利用1978—2009年的年度數(shù)據(jù)在構建VAR模型基礎上利用脈沖響應函數(shù)分析了我國貨幣供應量、產(chǎn)出和價格三者的關系[18]。研究結果表明貨幣供給（M1）具有長期沖擊，短期沖擊將導致產(chǎn)出和價格同向變動，產(chǎn)出變動對貨幣供給沖擊更敏感。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對經(jīng)濟全球化所導致的金融和貿(mào)易的自由化背景下的貨幣政策的有效性進行了不同程度的探討，但研究者或者忽略了經(jīng)濟全球化的背景而只是討論了產(chǎn)出和價格以及貨幣供應量之間的關系，或者采用標準的VAR模型來進行實證研究和分析，包括對經(jīng)濟變量之間的Granger因果關系檢驗，本質(zhì)上也是一種VAR的方法。但是采用VAR方法至少存在以下三個問題：第一，采用VAR模型所得到的脈沖響應函數(shù)只能反映包括在VAR模型當中的變量之間的相互關系，而囿于自由度和參數(shù)估計等因素的考慮，標準的VAR模型很少有超過6～8個經(jīng)濟變量，而如此少的信息不可能完全覆蓋市場參與方的經(jīng)濟狀態(tài)，因此必然會產(chǎn)生較大誤差。第二，如何確定政策擾動的策略也存在分析。不同的市場參與方，對政策變動的認識不同，也會導致對經(jīng)濟變量反應方式和時序推演的方法不同，而由此得到的結果也不盡相同。第三，VAR模型只考慮那些可以觀測到的變量，而不會把那些不可觀測但是對于分析結果有著重要影響的變量包括市場環(huán)境、潛在產(chǎn)出、制度環(huán)境等不會納入到分析框架當中來。因此，VAR模型難以滿足全面分析貨幣政策的國內(nèi)外經(jīng)濟效應的需要。

目前在可以檢索到的國內(nèi)文獻中使用FAVAR模型來實證分析貨幣政策有效性的文獻很少，因此本文力求在這方面進行嘗試，這也是本文的創(chuàng)新之一。本文的另外一個創(chuàng)新之處在于考慮了新世紀以來我國對外貿(mào)易和金融自由化進一步發(fā)展的背景下討論貨幣政策的有效性，利用FAVAR的方法提取了反應我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的影響因子，并把這些影響因子置于價格水平、經(jīng)濟增長和貨幣供應量的分析框架之中，比較了考慮對外貿(mào)易發(fā)展水平和金融水平和不考慮對外貿(mào)易發(fā)展水平和金融水平的價格水平、經(jīng)濟增長和貨幣供應量的分析框架對于結果的影響。

三、實證框架：因素增強型向量自回歸（FAVAR）模型

（一）FAVAR模型結構及估計方法

Bernanke等[19-20]提出來的FVAR模型的分析框架可以表述為：假設Yt是M×1維向量，包含在Yt中的各個變量在經(jīng)濟中都能被觀察到并且對經(jīng)濟體產(chǎn)生廣泛的影響。然而，在經(jīng)濟活動當中有許多重要的因素同樣也能對經(jīng)濟體產(chǎn)生廣泛而重要的影響，但是囿于觀測手段和方法，這些重要因素不能被準確觀測到，例如說制度因素以及經(jīng)濟環(huán)境、信貸條件等，這就意味著這些重要的因素并沒有能包含在Yt中。假定這些沒有準確觀察到的信息可以由K個因子來表達，用Ft來表示K×1維向量。因此Ct=FtYt構成了影響我國眾多宏觀經(jīng)濟變量的基本因素的集合。Ft與Yt的動態(tài)關系可以用（1）式給定。其中，？漬（L）為d階滯后多項式；vt為均值為零、協(xié)方差矩陣為Q的隨機誤差項。

FtYt=？漬（L）Ft-1Yt-1+vt （1）

（1）式從形式上看是一個標準的VAR模型，但是由于Ft不能被準確觀測到，因此不能使用VAR模型來對變量之間的關系進行分析。但如果把因子理解為對眾多經(jīng)濟變量產(chǎn)生影響的潛在因素，就可以反過來從已知的可以觀測到的大量經(jīng)濟變量序列中有所了解。也就是說，把大量受到開放因子影響的眾多經(jīng)濟變量集由N×1的向量用Xt來表示。向量Xt的序列數(shù)目N遠遠大于時間期數(shù)T，并假定因子數(shù)（K+M<

不可觀測因子Ft的估計是整個FAVAR模型的關鍵步驟。Ft的估計方法目前主要有三種：Stock、Watson（2002）提出的兩步主成分分析法、迭代法以及Boivin（2009）提出的Gibbs抽樣法[21]。根據(jù)Bernanke（2004）的對比結果顯示這三種方法估計的結果差異并不大[22]。Gupta（2010）通過對這三種方法結果的對比，顯示Gibbs抽樣法的效果稍微要差一些[23]。Hwang（2009）證明了兩步主成分法的有效性[24]。因此，本文采用兩步主成分法來進行分析，而采用兩步主成分目前也有兩種方法，一種是將可觀察到的序列變量分為“快速變化”變量和“慢速變化”①變量，然后通過從慢速變化變量中提取影響慢速變化變量變化的開放因子Ft。相對而言，界定“快速變化”變量和“慢速變化”存在著主觀性，而且涉及變量較多、工作量較大，而Boivin和Giannoni（2008）的方法更加直觀和簡單，因此本文借鑒他們的方法[25]。首先從Xt的主成分分析中獲得K-1個基本因素，從而得到初始的Ft，并記為Ft（0）；然后按照以下方法進行迭代：以Ft（0）和MSt為自變量對Xt進行回歸估計，得到評估系數(shù)？姿，然后計算X-？姿。接下來對X進行主成分估計，得到K-1個主成分。最后返回到第一步，通過迭代消除貨幣供應量對其變量的影響，得到了衡量基本經(jīng)濟因素的Ct向量。

（二）數(shù)據(jù)說明

借鑒Bernanke（2004）的研究過程，結合數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了64種時間序列變量，時間跨度從2001年1月至2011年12月共132個月度數(shù)據(jù)用來反映我國對外開放的情況。這些變量大致可以分為如下幾個部分：一是反映金融和貿(mào)易開放度的指標，它們包括進出口總額、進口總額、出口總額、FDI以及外匯儲備；二是反映貨幣政策以及各項金融活動的指標，包括金融機構金融債券、金融機構外匯占款以及外匯儲備、人民幣對美元、港幣、日元的加權平均匯率以及相應的期末匯率等。由于國家統(tǒng)計局沒有發(fā)布月度GDP，因此采用每個月的工業(yè)增加值來近似衡量總產(chǎn)出指標，價格水平用消費價格指數(shù)CPI來反應。關于貨幣供應量究竟如何選取，本文采用M2作為貨幣供應量MSt的指標來反應中央銀行貨幣政策的變動，并視其為可觀測因子。接下來，本文的模型要確定開放因子的個數(shù)。根據(jù)Bai和Ng（2002）認為開放因子的個數(shù)應該與可觀測變量集Xt有關，但是他們并沒有具體給出以上兩者之間究竟通過什么樣的關系來決定[26]。筆者根據(jù)主成分分析的理論，一般來說提取的因子個數(shù)方差累積貢獻率要達到85%以上，同時考慮到模型的簡潔以及樣本容量的限制，設定影響我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的開放因子的個數(shù)為5個②。然后對除價格水平以外的其他變量采用Census-X12的方法進行季節(jié)調(diào)整。

四、我國貨幣政策效果的實證分析

通過FAVAR方法，得到了5個開放因子f1、f2、f3、f4以及f5來反應對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平。通過對這5個開放因子、貨幣供應量增長率、價格水平變化率以及實際產(chǎn)出增長率進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)它們均為平穩(wěn)序列（見表1）。在此基礎上進行Johanserl協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)變量之間至少存在一個協(xié)整關系（見表2）。

由以上分析可知，開放因子、價格水平、貨幣供應量以及產(chǎn)出水平平穩(wěn)且存在長期協(xié)整關系。通過結構向量自回歸模型（SVAR）來進行分析。由于本文的目的是在考慮開放因子的條件下定量考察貨幣供應量對于價格和產(chǎn)出的影響，而且采取主成分的方法提取開放因子，因此從理論上開放因子之間正交而互不相關。（2）式中采用對角元素都為1的下三角矩陣，例如因子C43表示開放因子2對開放因子1的影響，但并沒有設為0，實際上并不影響估計結果。因為當兩者之間的關系確實為0的時候，估計的結果也仍然與0相差無幾。因此SVAR的遞歸結構式（recursive SVAR）為：

et=emsecpief1ef2ef3ef4ef5eyc=c11 0 0 0 0 0 0 0c21 c22 0 0 0 0 0 0c31 c32 c33 0 0 0 0 0c41 c42 c43 c44 0 0 0 0c51 c52 c53 c54 c55 0 0 0c61 c62 c63 c64 c65 c66 0 0c71 c72 c73 c74 c75 c76 c77 0c81 c82 c83 c84 c85 c86 c87 c88=umsucpiuf1uf2uf3uf4uf5uyc （2）

其中et是由以上八個變量構成的VAR模型的殘差組成的向量；ut是由結構式中的結構沖擊構成的向量。同時為了和不考慮開放因子的貨幣政策實施效果進行對比，本文也做了在不考慮開放因子的貨幣對于產(chǎn)出和價格水平的脈沖響應（見圖2）。從脈沖響應圖中可以看出，在不考慮開放因子的作用下，實際產(chǎn)出增長率yc對貨幣供應量的一個標準差的沖擊有一個較強的正向相應，大概8個月后逐漸穩(wěn)定下來并趨向于零，表明貨幣供給的正向沖擊短期會對實際產(chǎn)出有一個正向效應，但是長期不會有實際產(chǎn)出效應。同時，在不考慮開放因子的作用下，貨幣沖擊所帶來的實際產(chǎn)出波動是非常劇烈的，實際產(chǎn)出的波動表現(xiàn)為振蕩向前并最終趨于0。一般價格水平對貨幣供應量增長的一個標準差的正向沖擊同樣有一個較強的正向相應，而且這種影響在3個月后達到最大，大概8個月后貨幣沖擊對于價格的影響逐漸穩(wěn)定并趨向于零，表明貨幣供給的正向沖擊短期會對價格沖擊是振蕩的，而且這種影響持續(xù)的時間比較長，但是這種沖擊的長期影響不存在。

考慮開放因子的作用下，相對于圖2中產(chǎn)出對于貨幣供應量M2的沖擊反應，圖1中實際產(chǎn)出對于貨幣供應量M2的沖擊反應波動幅度要比不考慮開放因子產(chǎn)出波動幅度要小的多，而且其達到峰值的時間要更短一些。可見，相對于在封閉狀態(tài)下而言，開放條件下貨幣沖擊對于產(chǎn)出波動的影響要弱一些。考慮開放因子影響下貨幣沖擊對于實際價格的影響，發(fā)現(xiàn)一般價格水平對貨幣供應量增長的一個標準差的正向沖擊馬上會表現(xiàn)出一個負向反應，1個月以后達到波谷，而且這個波谷值比不考慮開放因子作用下的產(chǎn)出波動的波谷值要大，大約4個月以后貨幣沖擊對價格水平的影響逐漸消失。這說明對外貿(mào)易和金融自由化的發(fā)展雖然不能改變貨幣長期中性的結論，但是相對于僅考慮封閉狀態(tài)的貨幣政策的價格效應而言，開放條件下的價格水平波動幅度更大但持續(xù)時間更短。也就是說，在考慮了開放因子的影響以后，貨幣沖擊雖然不能改變價格效應長期中性的結論，但是價格水平對于貨幣沖擊的反應影響要小、持續(xù)時間更短。

從封閉經(jīng)濟走向開放是一個復雜的過程。對外開放水平的提高雖然會增強國民經(jīng)濟與世界經(jīng)濟的聯(lián)系，同時也使得本國各個經(jīng)濟部門與外部經(jīng)濟之間發(fā)生錯綜復雜的影響。分析貨幣政策在開放條件下的有效性，還是要考慮到貨幣政策的傳導機制，因為貨幣政策是否有效相當大程度上取決于貨幣政策的傳導渠道是否順暢以及傳導機制是否發(fā)生了變化。在封閉經(jīng)濟條件下，中央銀行主要是通過信貸和利率來調(diào)節(jié)經(jīng)濟；而在開放條件下，貨幣政策還可以通過匯率渠道進行傳導。這三種渠道在貨幣政策中的傳導作用依賴于對外開放水平和經(jīng)濟發(fā)展階段，因此這三種渠道在整個貨幣政策傳導中的機制是否變化直接影響到貨幣政策的執(zhí)行效果。

信貸渠道主要包括通過銀行貸款和資產(chǎn)負債表來反應。當中央銀行增加貨幣供應量時，商業(yè)銀行的貸款資金增加，市場利率下降從而引起投資上升，進而導致產(chǎn)出增加，這是傳統(tǒng)的信貸渠道的傳遞過程。所謂資產(chǎn)負債表效應是指由于金融市場存在不完全信息或者履行合同成本較高等原因，企業(yè)外部融資成本一般高于內(nèi)部資金成本。當企業(yè)內(nèi)部資本較多時，對外融資的風險補償成本較低，因此外部融資成本會隨著內(nèi)部資產(chǎn)數(shù)量下降。中央銀行擴張貨幣供應量時，市場利率下降，引起資產(chǎn)價格上升，內(nèi)部資本的價格上升使得企業(yè)從外部融資變得容易。因此，在開放經(jīng)濟條件下，企業(yè)融資途徑增多使得企業(yè)對于銀行的依賴減少。也正因為此，開放條件下當中央銀行貨幣供應量增加時，相對于封閉經(jīng)濟會引起更大程度的產(chǎn)出的擴張和價格的變化；反過來，當貨幣供應量緊縮時，企業(yè)外部融資成本增加，會使得企業(yè)融資渠道進一步變窄。因此，開放條件下，貨幣政策會通過信貸渠道放大對實際產(chǎn)出的影響。這與本文利用SVAR模型分析的結論一致，即考慮開放因子的條件下，貨幣沖擊會導致產(chǎn)出相對更快的對沖擊做出反應。

另外，貨幣沖擊對產(chǎn)出的波動還可以從利率的傳導機制上解釋。中央銀行擴張貨幣供應量引起市場利率下降，開放經(jīng)濟條件下大量外資金融機構進入削弱了利率的管制作用。因此，產(chǎn)出對于中央銀行利率的價格效應反應削弱。此外，根據(jù)托賓的q理論以及財富效應理論，當市場利率下降會使得債券和銀行存款的吸引力相對于股票而言下降，從而導致股票價格上升，而更高的股價導致更高的q，這樣就會導致更高的投資支出從而造成價格更大幅度和更高的產(chǎn)出。因此，貿(mào)易開放和金融管制放松所導致的股票市場發(fā)展必然會放大貨幣的利率傳遞渠道，由此縮短從貨幣調(diào)控到起作用的時間。

從匯率傳導渠道來說，當一國貨幣供應量上升時，引起利率下降，投資增加。當國內(nèi)外存在利差時，引起本幣貶值，使得國內(nèi)商品相比國外商品更有競爭力，從而在更大程度上導致出口和產(chǎn)出增加。開放條件下，中央銀行貨幣供應量的變化一方面會通過國外資本的套利活動影響國內(nèi)貨幣供應量；另一方面會導致國內(nèi)貨幣供求的狀況變化，引起國際收支的變化并進一步通過匯率的變化影響國內(nèi)經(jīng)濟，從而影響國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟活動水平。

五、結論

本文利用我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平指標，通過因素增強型向量自回歸（FAVAR）模型提取了反映對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的開放因子，并構建了由開放因子以及一般價格水平、貨幣供應量增長率以及實際產(chǎn)出變化率構成的結構向量自回歸（SVAR）模型進行了脈沖響應分析。研究結果發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和金融自由化的發(fā)展雖然并不能改變貨幣長期中性的結論，但是相對于僅考慮封閉狀態(tài)的貨幣政策的價格效應而言，開放條件下的價格水平波動幅度更大但持續(xù)時間更短。也就是說，在考慮了開放因子的影響以后，貨幣沖擊雖然不能改變價格效應長期中性的結論，但是價格水平對于貨幣沖擊的反應影響要小、持續(xù)時間更短。根據(jù)本文的結論，可以得到以下啟示：一是從長遠來看，我國貨幣政策應逐步將貨幣供應量中介目標從貨幣供應量轉(zhuǎn)向以盯住通貨膨脹率的貨幣政策體制。一國開放程度越高，對外經(jīng)濟越活躍，金融自由化水平越高，與對外經(jīng)濟活動相關所占的貨幣供應量比重越大，貨幣供應的內(nèi)生性就越強，貨幣政策的主動性和有效性就更加削弱。二是貨幣供應量對價格和產(chǎn)出波動的解釋程度已經(jīng)遠遠小于開放因子，從而也間接證明了貨幣供應量已經(jīng)不再適合作為貨幣供應量的中介目標。從我國的實踐來說，我國的貨幣政策的中介目標是貨幣供應量，但是與此相對應的利率實際上不是市場化的利率。在一個均衡的市場中，價格和數(shù)量是不可能同時調(diào)節(jié)的，由此也證明了貨幣供應量在作為中介目標的缺陷。

（責任編輯：陳薇）

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