汇率制度_经济开放度与中国需求政策的有效性

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汇率制度、经济开放度与中国需求政策的有效性

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张　瀛　　内容提要:在全球经济金融一体化的背景下,中国对外经济开放度的提高对需求、供给政策的有效性产生了复杂深刻的影响。本文通过构建OR 模型分析框架,分析了不同汇率制度下金融市场和商品市场一体化程度对需求政策、利率泰勒规则、财政供给和劳动供给政策有效性的影响。根据理论分析和数值模拟以及以中国年度数据进行实证检验

,提出了一个可检验的假说,表明开放条件宏观政策的有效性取决于商品市场和金融市场一体化程度及二者的相互作用。

关键词:新开放宏观经济学　经济开放度

3　张瀛,中国外汇交易中心研究部,邮政编码:200002,电子信箱:zywelcomeu @ 。本文仅代表个人学术观点,不代表供职单位的意见。特别感谢两位匿名审稿专家的宝贵建设性意见。

一、引　言

随着对外开放程度的加大和跨国资本流动的日益频繁,我国货币、财政等宏观政策的制定和实施面临着挑战。以货币政策为例,由于流动性过多导致的信贷增长,水泥、房地产等行业固定资产投资快速增长,使得央行需要提高利率以控制通货膨胀,但提高利率使人民币升值预期更加强烈,资本流入使得央行不得不投放基础货币,资金流动性更加充裕,削弱了货币政策的独立性。货币和汇率政策的矛盾和冲突已引起了较大关注,李扬(1999)、谢多(2000)、谢平、张晓朴(2002)等对中国货币政策和汇率政策协调问题进行了探讨。谢平等(2002)认为:1994年中国外汇体制改革以来,货币政策与汇率政策的三次冲突说明,克鲁格曼的“三元悖论”在中国是成立的,在国际资本进出越来越自由的情况下,中国独立的货币政策和稳定汇率的目标面临严重冲突。

经济开放度提高所导致的经济运行方式变化与政策操作环境的变迁,已对我国宏观政策有效性产生了重要影响。本文将以Obstfeld 和R og off (1995)的OR 模型为基础,在统一的框架内研究汇率制度、金融市场和商品市场开放度对货币、财政政策有效性的影响。目前运用OR 模型分析金融市场、商品市场开放对政策传导和宏观经济影响的理论及实证研究进展很快。Sutherland (1996)在OR 模型框架内分析了金融市场不完全的影响,资本流动涉及到凸的调整成本。Sutherland 通过数字模拟指出当冲击来源于货币政策时,金融市场一体化增大了产出等许多变量的波动;当冲击来源于财政政策,减弱了产出等大多数变量的波动。Senay (1998)在OR 框架内,同时考虑商品市场和金融市场一体化的影响,通过数字模拟发现,在货币和财政政策冲击下,金融市场一体化对经济变量的影响与Sutherland (1996)的结论相同,而商品市场一体化程度的增强增大了产出等变量的波动。Buch ,D oepke 和Pierdzioch (2005)基于OR 模型模拟了货币、财政等4种冲击下金融市场开放对经济波动的影响,结论与Sutherland (1996)相同。他们利用25个OEC D 国家的面板数据对其理论分析进行验证,发现用上世纪70年代、80年代截面数据得到的回归系数不显著性,而90年代的截面数据回归系数具有较高的显著性。Brunner 和Naknoi (2003)以贸易成本表示商品市场一体化程度,通过数字模拟分析了商品市场一体化对宏观政策有效性的影响。他们采用23个OEC D 国家的面板数

84张　瀛:汇率制度、经济开放度与中国需求政策的有效性

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据对其理论模型进行验证,发现实证结果与理论分析吻合度较高。Easterly,Islam和Stiglitz(2001)、K ose,Prasad和T errones(2003)、Bekaert et al(2004)完全从实证的角度,对开放度、政策变量、金融深化、法律制度等解释变量与产出波动的相关关系进行了实证,发现对开放度和产出波动关系产生影响的因素比较复杂,且因素间相互影响。

上述研究是在汇率自由浮动的假设下进行的,本文将借鉴Ball(1998)、G hioni(1998)、M onacelli (1998)、Svenss on(2000)的研究,在OR模型中研究管理浮动汇率和自由浮动汇率等汇率制度下经济开放度对需求政策有效性的影响。经济开放度综合反映一国市场对外开放的程度,是进行诸如经济开放与经济增长、宏观政策有效性等研究不可缺少的基本变量。但经济开放度的度量却是一个比较复杂的理论问题,根据国际货币基金组织(I MF)的规定,经济开放度既包括贸易开放度,也包括金融开放度,而已有文献往往将金融开放度和贸易开放度作为对经济开放度进行度量的两种相互可替代的度量方式,混淆了两者之间的区别。实际上两种开放度对宏观政策的传递机制和影响有本质的不同,因此必须区分这两种不同的开放度对政策有效性的影响。本文金融市场开放度根据Sutherland(1996)用跨国资本流动的成本表示。用关税代表跨国贸易成本表示商品市场开放度(Brunner et al,2003),因为贸易成本能更准确地度量商品市场开放度的大小(Baier et al,2001; Obstfeld et al,2001),且便于检验。

本文第二部分采用OR模型研究框架,引入管理浮动汇率和自由浮动汇率、金融市场和商品市场开放度因素,给出开放条件下最优个人选择、市场均衡的一般解形式。第三部分通过数值模拟分析不同金融市场和商品市场开放度下,货币政策、财政政策对产出等经济变量的影响。第四部分用中国的年度数据对模型进行实证。最后探讨模型的经济意义和扩展研究方向。

二、模型及求解

假设世界由两个国家组成:本国和外国。国外变量用带“3”号的变量表示;每个国家的家庭消费一组互不相同的产品,这些产品中的n部分由本国生产,余下的1-n部分是由国外生产的。另外,n和1-n也分别代表国内和国外的人口规模。

(一)消费者行为

两国代表性消费者具有相同的偏好,效用函数(U

t )是消费(C

t

)、实际货币余额(M

tΠP t

)及劳动

供给(

N

t

)的函数:

U

t

=∑

∞

s=t

βs-t

σ

σ-1C

(σ-1)/σ

s

+

χ

1-ε

M s

P s

1-ε

-

κ

μN

μ

s

(1)

居民效用分三部分,其中消费和持有货币带来正效用,而劳动供给带来负效用。σ>0为消费

跨期替代弹性,它是解释消费选择和储蓄内生化的一个重要参数,是对居民家庭对当前消费所获效用与未来消费所获效用的比较的量化指标,该值越大,表示牺牲目前消费以增加未来的消费就越容易。0<β<1为时间偏好率,其值越大,表示未来消费的贴现值越大,越易延迟消费,提高未来的消费。ε>0,代表货币需求的消费弹性的倒数。κ为一个劳动供给冲击变量,当κ增加时,表示劳动边际负效用的增加,自然也意味着在一个给定的工资水平上的劳动供给的减少。μ>1,表示劳动

供给边际负效用的弹性。D

t

为本国居民对本国债券的持有,D3

t

为外国居民对本国债券的持有,

二者均以本国货币标价;F

t表示本国对国外债券的持有,F

3

t表示外国对其本国债券的持有,均以外国货币标价,则国内居民的约束关系式为:①

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①国外的关系式与国内类似,因此仅列出本国的关系式。

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Dt =(1+i t -1)D t -1-P t C t -P t I t -P t Z t -P t T t +

∏t

-M t +M t -1+w tN t (2)F t =(1+i 3

t -1)F t -1+P t I t ΠE t

(3)

式中i t 为国内名义利率,i 3

t 为国外名义利率,w t 为本国居民的名义工资,∏t 为本国消费者获得的企业利润,E t 是直接标价法汇率水平,T t 为本国税收。债券市场的均衡条件为:

nD t +(1-n )D 3

t

=0(4)

与Obstfeld 和Rogo ff (1995)假定资本自由流动不同,本文假定两个国家之间的金融市场不是完全一体化,用资本流动成本表示一体化的程度:即本国消费者持有本国债券(只能在本国市场交易),本国货币和国外债券(只能到国外市场交易)三种资产。国内居民对国外债券持有进行调整时面临以下调整成本(Buch ,2005):

Z t =ΨI 2t Π2+ξ[(F t - F )ΠP t ]2

(5)　　其中,Ψ和ξ为正常数。I t 是由国内转移到国外的资金量。Ψ代表金融市场一体化的程度,参数Ψ越小,表示本国与国际金融市场一体化的程度越高。

用关税τ表示世界产品市场的一体化程度,其值越大表示商品市场一体化程度越低。为简化起见,将本国对外国征收的关税和外国对本国征收的关税统一设为τ,τ增加,表示两国同时对对

方提高关税,下降表示两国同时对对方降低关税。定义p (z ,t )为本国产品的本币价格,p 3

(z ,t )为国外产品的外币价格,则本国和外国居民面临的本国产品的价格分别为p (z ,t )和p (z ,t )ΠE (1

-τ

),面临的国外产品的价格分别为E p 3(z ,t )Π(1-τ)和p 3(z ,t )。本国消费品指数C 为:C =

∫

1

0c (z )

(θ-1)Πθ

dz θΠ

(θ-1)(6)

其中θ>1,c (z )为对产品z 的消费。国内消费物价指数为

P t =

∫

n

p (z ,t )

1-θ

dz +

∫

1n

(E t p 3(z ,t )Π(1-τ))

1-θ

di

1

1-θ

(7)

求解消费者的最优化问题,得一阶条件为:

C t

+1=

β(1+i t )

P t

P t +1

σC t

(8)c t (z )=

p t (z )P t

-θ

C t

(9)(M t ΠP t )

ε=χC 1Π

σ

t

1+i t

i t (10)κN μ

-1t =C -1Π

σ

t

w t P t

(11)(1+i t )(1+ψI t )=

E t +1

E t

(1+i 3t )(1+ψI t +1)(12)

其中式(8)是消费欧拉方程,式(9)是家庭对产品z 的消费,式(10)为实际货币的需求方程,式(11)表示均衡状态下劳动的边际负效用等于实际工资的边际效用。式(12)是财富在国内和国外之间分配的最优条件,它表明在对资金转移的成本进行调整后,使得国内和国外的债券收益率相等,当Ψ=0时,式(12)就变为标准的非抵补利率平价。

(二)政府与厂商行为

为便于分析,假设关税收入全部用于维护关税当局的正常运行,因此关税征收不影响政府预算约束

。政府部门进行消费,并通过税收和印制通货来获得收入,因此本国政府预算约束为

P t G t =P t T t +M t -M t -1

(13)0

5张　瀛:汇率制度、经济开放度与中国需求政策的有效性

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为简化起见,假设生产仅是劳动力的函数,不考虑资本积累对生产的影响。厂商采用相同的线性生产技术,产出等于劳动投入:

y t (z )=N t (z )

(14)

本国厂商面临的对其产品z 需求为:

y t (z )=

p t (z )

P t

-θ

Q t +

p t (z )(1-τ)E t P 3

t -θ

Q 3

t /(1-τ

)(15)

其中Q t =n (C t +Z t +G t ),Q 3t =(1-n )(C 3t +Z 3t +G 3

t )。

假定厂商采用Calv o (1983)型的价格粘性对其价格进行调整,即每个时期比例为γ的厂商将继续保持以前的价格,剩余的比例为1-γ的厂商将重新设定一个新的最优价格。这等价于每个厂商在每期以概率γ继续保持以前价格,以概率1-γ重新设定一个新的最优价格。由于价格具有粘性,因此当前确定的价格仍会对未来的利润产生影响,国内厂商将使当前和未来利润的折现值之和最大化,即使下式最大化:

V t (z )=

∑

∞

s =t

γs -t βs -t

(Πs (z )ΠP

s )

(16)

其中

Πs (z )ΠP s =

p t (z )

P s

Q s [p t (z )-w s ]+p t (z )Π(1-τ)E s P 3s

-θ

Q 3

s [p t (z )-w s ]Π

(1-τ)　　上式右边第一项为国内产品在国内销售所获利润;右边第二项为国内产品在国外销售所得利

润,这样对最优本国产品价格p t (z )的一阶条件为:

p t (z )(θ-1)

∑∞

s =t

(γ

β)s -t

1

P s

Q s P -θs +Q 3

s Π(1-τ)((1-τ)E s P 3s )-θ=θ∑

∞

s =t

(γβ)s -t w s P s Q s

P -θs +Q 3

s Π(1-τ)((1-τ)E s P 3s )-θ

(17

)

设次级价格指数(Sub Price 2Index )p t 满足:

p t =

(1-γ)

∑

∞

s =0

γs p t -s (z )1-θ1Π

(1-θ)(18)

则式(12)所示的价格指数为:

P t =[np 1-θ

t

+(1-n )(E t p 3

t Π

(1-τ))1-θ

]1/(1-θ)

(19)　　国内厂商的利润为:

∏

t

=p t y t -w t N t

(20)

当世界经济达到均衡时,价格、消费、产出、汇率和工资变量使得产品、货币和劳动力等市场出清。另外,均衡状态还要求满足居民的跨期最优消费、价格最优条件、国际资金转移的最优条件以及居民的跨期预算约束。

(三)利率规则与汇率制度

夏斌和廖强(2001)认为我国货币供应量可控性差是造成货币政策失效的主要原因,进而对货币供应量作为中介目标提出了质疑,同时,关于以利率为中介调节目标的争论也在激烈进行。谢平、罗雄

(2002)首次将中国货币政策运用于检验泰勒规则,认为利率规则值与实际值的偏离之处恰

恰是政策操作滞后于经济形势之时,认为泰勒规则可以作为中国货币政策的参照尺度。王建国(2006)对我国货币政策进行检验,发现泰勒规则模型可以较好拟合利率变动。并指出1997年以后货币政策灵敏性有所提高,名义利率弹性显著增强。赵进文和高辉(2004)认为利率规则应考虑汇率影响。王胜和邹恒甫(2006)基于OR 框架,认为中国最优利率规则和国外产出波动相关。齐稚

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52008年第3期

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张　瀛:汇率制度、

经济开放度与中国需求政策的有效性

平、刘广伟(2007)实证发现,由于1996年第二季度开始我国放开了同业拆借市场,同时政府频繁使用利率手段调节经济使公众预期增强,利率更加市场化,微观经济主体对利率的反应更加敏感,认为1996年以后的货币政策更适合于检验泰勒规则在我国的适用性。从上述研究不难发现,泰勒规则可以较好反映我国央行货币政策的调控意图,其原因在于虽然我国央行没有明确采用泰勒利率规则,其公开市场业务操作目标和方式,是以金融机构的超额储备作为主要操作目标,同时兼顾货币市场利率水平。但在货币政策间接调控中,中央银行是通过经济交易行为来改变政策性资产从而影响基础货币的。中央银行要投放基础货币,必然要降低利率,回笼基础货币则必然要提高利率。由于我国银行间同业拆借利率已经基本市场化,该利率与货币供应量有很高的相关性,相关系数达到92%,即货币供应量变动原因的85%可由拆借利率解释(杨英杰,2002)。随着我国货币市场和利率市场化的发展,泰勒规则的准确性将逐步提高。因此本文将引入泰勒规则利率冲击。

利用OR模型来分析宏观政策的有效性和国际传导机制时,汇率制度是一个要考虑的重要因素。而利率和汇率是一个问题的两个方面(谢平等,2002),如果一国实行固定汇率制度,则该国利率必须维护所钉住的固定汇率,例如钉住美元国家的利率受美国利率政策影响,这些国家无独立货币政策,也难以用独立的利率杠杆调节国内经济。因此汇率制度与货币政策的利率规则有紧密的联系。我国情况也是如此,自1993年起实现有管理的浮动汇率制后,中国坚持实行稳定人民币名义汇率政策。虽然国际收支持续盈余,但人民币汇率始终基本稳定。这一汇率安排使基础货币的供应方式发生重大变化。在坚持保持人民币汇率稳定的政策时,当外汇市场出现供求不平衡时,中央银行买入和卖出外汇,就需要相应地投放与收回基础货币。因此货币政策在维护一国汇率机制方面发挥了关键作用。鉴于汇率和利率之间的关系,为在OR动态模型中分析汇率制度的影响, Ball(1998)、G hioni(1998)、M onacelli(1998)、Svenss on(2000)和Weeparana(1998)通过设定不同的货币利率规则,实现不同的汇率制度。对于管理浮动汇率制度,设定两国利率规则为:

^i h i=δh Y^Y h t+δhπ^πh t+λ^S t+^ξt

^i f t=δf Y^Y f t+δfπ^πf t

从中可以看出两国对本国的通胀和产出做出反应外,至少有一国(h国)的利率要对两国汇率做出反应。对于自由浮动汇率制度,则两国的利率规则为通常的泰勒规则:

^i h t=δf Y^Y h t+δhπ^πh t+^ξt

^i f t=δf Y^Y f t+δfπ^πf t

至于泰勒规则的具体形式到底应包括哪些因素,目前处于不断的研究中,如Senay(2001)对比了10种泰勒规则形式对稳定产出和通货膨胀的稳定效果。由于本文的目的不是研究不同形式泰勒规则对经济的影响,而在于分析不同经济开放度在利率冲击对经济影响中的作用,因此,利用谢平、罗雄(2002)的数据,估计得到δh

=01972,δhл=013388,外国利率规则参见Senay(2001)设δf Y=

Y

110,δfл=115。^ξt是外生利率冲击,^ξt=υξt-1,υ=015。

(四)模型求解

本文试验参数为τ、Ψ,分析它们变化时的政策冲击响应。预先设置的参数用校准法(Calibration)确定如下:对于消费跨期替代弹性σ,Hansen(1983)等认为小于1。而Hu(1993)利用七大工业国(G-7)及20个OEC D国家数据对σ进行估计,发现大于1的结果较为可信。顾六宝等(2004)估计出了1985—2002年各年的σ估计值,由于估计结果波动性较大,因此去掉一个最低值-014216和一个最高值51215,然后将剩余的各值取算术平均,结果为01756,本文取为0175。消费贴现因子β确定为0195。参数βΠε表示货币需求的利率弹性,根据货币需求的一阶条件式(8)构建计量模型,利用中国1985—2003年度的M2、定基消费物价指数和一年定期存款利率数据进行估

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计,得到货币需求利率弹性为0117,即βΠ

ε=0117,由于β=0195,得到ε=516,国外文献常取为9以下,因此折衷取为8。参数μ表示劳动供给的边际负效用的弹性,μ=1+1Π

ρ,其中ρ为劳动供给弹性。中国的劳动力市场实质上是非熟练劳动力的市场,工资水平主要取决于供求关系,由于劳动供给远远大于劳动需求,因此劳动力供给者几乎没有讨价还价的能力,完全由劳动力需求者控制,因此ρ值通常大于1,这样μ介于1和2之间,本文取为114。关于产品替代弹性θ的测算资料非常少,根据秦宛顺等(2003)θ取为115。价格粘性γ国内尚无估计,参照Sutherland (1996)、Brunner (2003)的估计设为015,利率冲击和财政支出冲击的自回归系数设为015。因此参数设置如下:β=0195,ε=8,σ=0175,μ=114,θ=115,γ=015。

根据上述参数赋值,对上述关系式及对应的国外方程沿均衡路径做一阶线性近似展开,转化为对数线性方程,定义^x =(x - x )Π x ,带“^”号的变量表示对稳态值的偏离或变动,然后利用Uhlig (1999)待定系数法得到的递归动态方程,所得递归动态方程为:①

x t =Px t -1+Qz t

y =Rx t -1+Sz t

三、模拟与结果分析

本节采用不对称本国利率冲击、财政支出冲击和劳动供给冲击,分析不同金融市场开放度和商品市场开放度下产出等变量对冲击的动态响应。其中,当Ψ=0时表示金融市场完全一体化,τ=0时表示商品市场完全一体化。在模拟中将Ψ和τ的取值从0开始不断增加,以检验不同参数取值下的政策效应。为便于说明,这里仅以下面的情形为代表进行分析:在货币政策和劳动力供给冲击

下,Ψ取0、5和10,τ取0和013;在财政冲击下,取Ψ=0、015和5,τ=0和013。

②开放条件下,汇率的支出转换效应③是货币政策发挥作用的重要途径。将式(15)、

(18)、(19)对数线性化,可得到对本国产品总需求的对数线性化等式:

^Y t =^Y h t +^Y f t =nP 1-θnh [(^C t +^G t )-θ(^p t -^P t )]+(1-n )P -θph P hh

C 3

(1-τ) C 　[(^C 3t +^G 3t )-θ(^p t -^P 3t -^E t )]=f h (τ)A +f f (τ)B (21)

上式中f h (τ)=nP 1-θhh ,A =(^C t +^G t )-θ(^p t -^P t ),f f (τ)=(1-n )P -θhf P hh = C 3 C (1-τ),B =(^C 3t

+^G 3t )-θ(^p t -^P 3t -^E t )。可见对本国产品总需求的变动^Y t 分为国内需求变动^Y h t 和国外需求变动^Y f t 两部分。上式中P hh = p Π P ,为本国产品相对于本国价格指数的稳态值,P hf = p (EP 3(1-τ))为本国产品相对于国外价格指数的稳态值,P ff 和P fh 对应的外国产品的相对价格的稳态值,相对价格P hh 、P hf 、P ff 和P f h 都是τ的函数。求解稳定状态下非线性方程组,可得到这些相对价格以及f h

(τ)和f f (τ)随τ增加而变化的趋势。经计算可以得到:当n 不变时,P hh 和P ff 随着τ的增加而减

小,P hf 和P f h 随着τ的增加而增大,导数df h (τ)Πd τ>0,df f (τ)Πd τ<0,这意味着^Y h t 随τ增加而增

加,即增加关税提高了本国对本国产品的需求,降低本国对国外产品的需求,刺激本国产出增加,此

为τ对国际商品市场的分割效应。而^Y f t 随着τ的增加而减小,其原因在于τ的市场分割效应导致

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52008年第3期

①②③该效应是开放经济中货币政策发挥作用的重要途径,是指当增加本国货币供给时,流动性增加使本国汇率贬值,使外国对本国产品的需求增加。这一效应的大小和作用机制直接关系到汇率制度的选择、货币政策的效用、国际贸易政策的制定等重要问题,因此成为国际金融学研究的重点之一。

限于篇幅,仅列出部分图表,其余部分仅给出主要结论。

对数线性化方程组及相关的政策方程限于篇幅不再列出,

有兴趣者可向作者索取。

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张　瀛:汇率制度、

经济开放度与中国需求政策的有效性

国外对本国产品需求下降,并且τ增加减弱了了汇率贬值的支出转换效应,降低了外国对本国产品的需求,其减弱机制如下:对于^Y f

,易知当汇率E t贬值时式(21)中B增加。设汇率分别贬值

t

ΔE1和ΔE2,且ΔE1>ΔE2,则B的变化分别为ΔB1和ΔB2,且满足ΔB1>ΔB2。当τ增加Δτ时,外国对本国产品需求下降的幅度满足:-Δf(τ+Δτ)ΔB1>-Δf(τ+Δτ)ΔB2,即在τ变化相同的条件下,若汇率贬值增加,则国外对本国产品需求的下降幅度增加,即汇率贬值增加,提高了τ对汇率转换效应的减弱作用。另外,当有一个负向的利率冲击时,本国利率下降,消费平滑效应使本国消费者增加当前消费,导致国内需求增加,反之则反是,此为利率效应。由于消费增加幅度小于产出,消费者会进行资产积累,导致经常账户盈余。因此在货币冲击下,影响产出的主要因素是:汇率支出转换效应、τ的分割效应、τ对汇率转换效应的减弱效应和利率效应,货币、财政政策对产出的影响就取决于这些效应的作用方向和大小。

(一)财政冲击分析

11浮动汇率下财政冲击

本国政府支出增加使税收增加,消费者的消费下降,消费者因此会增加劳动供给,使本国产出增加。这要求汇率贬值以使本国产品的相对价格下降。同时由于价格刚性,使得产品价格在短期的下降幅度小于长期水平,产出的短期增加幅度小于长期水平,因此产出的动态相应曲线随时间逐渐增加。同时由于消费者要对其消费进行平滑(即产品的需求大于产品的供给),因此消费者会从国外进行借贷,导致经常账户赤字。根据式(21),随着τ的增加,商品市场分割提高了本国对本国产品的需求,降低了本国对国外产品的需求,同时汇率升值使得外国对本国产品需求下降的幅度变小,最终使得本国产出增加。由图1看出,在金融市场完全一体化(Ψ=0)的情况下,随着τ依次取0和013,产出增加,实际汇率升值。在金融资产的交易存在调整成本的情况下,即资本流动受到限制的情况下,当Ψ=5时,金融市场一体化程度的降低,使得汇率贬值幅度上升,减弱了财政冲击下的汇率升值幅度,使得国外对本国产品需求的下降幅度增加,超过了国内需求的增加,产出将随着τ的增加而逐渐下降。

同样,金融市场开放对财政政策有效性的影响也是内生的,受到商品市场开放度的影响。在财政冲击下,当τ=0时,第一期产出随着Ψ分别取5、015和0产出逐渐减少;τ=013时,第一期产出随着Ψ分别取5、015和0产出先增加后下降。其原因在于关税增加使国际市场分割程度较高,本国产出的增长主要依赖于本国国内需求的增加,因此在财政冲击下,当金融市场开放度变化较小,即Ψ从10减小到5时,汇率升值程度较小,使得外国对本国产品需求的下降幅度不大,并且Ψ从10小到5,本国利率下降,使得国内需求上升,最终导致本国产出上升。但随着Ψ下降为0,金融市场达到完全一体化,汇率支出转换效应发挥主导作用,由于汇率升值程度增大,使得外国对本国产品需求大幅度下降,本国产出下降。

21管理浮动汇率下财政冲击

在管理浮动汇率制下,当Ψ=0时,随τ依次取0和013产出增加,当Ψ增加(=5)时,随τ依次取0和013产出减少,变化规律与浮动汇率制相同。但与自由浮动汇率相比,消费的变化幅度轻微增加,产出的变化幅度轻微下降,即管理浮动汇率制对财政政策影响较小。但当Ψ=5时,管理浮动汇率下金融市场一体化程度的降低,汇率贬值转换效应进一步下降,τ的变化对政策有效性的影响变小,从响应图可以看出,τ取0和013时产出动态相应曲线几乎重合在一起。同样,金融市场开放对财政政策有效性的影响也是内生的,受到商品市场开放度的影响。财政冲击下,当τ=0时,第一期产出随着Ψ分别取5、015和0产出随金融市场开放的增加而减少;但相比于浮动汇率,产出差距轻微减少。τ=013时,第一期产出随着Ψ分别取5、015和0产出先增加后下降。原因与浮动汇率制相同。

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图1　金融市场一体化条件下(Ψ=0)财政冲击

(二)货币政策冲击分析

11浮动汇率下泰勒规则利率冲击

当有一个正的外生利率冲击时,本国汇率升值,由于价格刚性,本国产品相对于国外产品的价格上升,因此世界对本国产品的需求就会减少。同时,消费平滑效应使本国消费者减少当前消费,导致国内需求下降,产出减少,价格下降,根据泰勒规则利率又将下降,导致产出增加,随后利率逐渐上升,产出逐渐下降。在国内利率冲击下,虽然τ增加以及利率效应,使国内需求增加,但τ增加会提高对汇率转换效应的减弱效应,导致国外对本国产品需求的减少,为达到一个给定的经常账户余额,需要汇率更大程度的贬值。因此当Ψ不变时,随着τ增加,产出和经常账户盈余下降,而名义和实际汇率响应幅度增加。从图1τ=0和013的对比可以看出:当金融开放度较大(Ψ=0),τ从0增至013,产出减少,实际汇率贬值幅度增加,经常账户盈余下降。当Ψ继续增加(Ψ=5),产出会随τ的增加而先增加后减少。因为Ψ增加将使汇率升值,使得当τ增加时国外对本国产品需求的下降幅度减弱,同时τ增加的分割效应以及本国利率下降,使得国内对本国产品的需求增加。但随着τ进一步增加(如τ增加到014),产出又继续下降。

同样,金融市场开放对利率冲击有效性的影响也是内生的,受到商品市场开放度的影响。在利率冲击下,τ=0(或013)时,产出随着Ψ分别取10、5和0而逐渐增加,即产出随金融市场开放的增加而增加。但随着τ的增加,Ψ取不同值的产出之间的差距逐渐变小,这是因为随着Ψ的增加,汇率贬值幅度减弱,这样当τ不断增加,将使外国对本国产品需求下降的幅度减少,这样Ψ值较大时的产出逐渐增加,Ψ值较小时的产出逐渐减少,使得Ψ取不同值的产出之间的差距逐渐变小。

21管理浮动汇率下泰勒规则利率冲击

在管理浮动汇率下,随着τ增加,产出减少,实际汇率贬值幅度增加,经常账户盈余下降。但消费的变化幅度增加,产出的变化幅度下降。因为与自由浮动汇率相比,管理浮动汇率机制下,利率规则将对汇率做出反应,导致汇率波动性减弱,本国利率上升,消费平滑效应使当前消费增加,产出减少。从以上分析看出,在一个两国开放模型中,外国需求对本国产出有重要的影响,这里两国产品替代弹性θ设为115,这是一个较高的数值,因此τ的变化通过对汇率转换效应的影响,进而对本国的产出将产生重要影响。管理浮动汇率机制下,利率规则对汇率做出反应,汇率波动性减

5

52008年第3

期

实用!

弱,当资本流动受到限制情况下,汇率贬值幅度没有在汇率自由浮动情形下那样大,汇率贬值的转

换效应进一步下降,因此τ增加后对汇率转换效应的减弱作用受到进一步抑制,

该条件下τ的变

化对政策有效性的影响已变得微不足道,从响应图可以看出τ取0和013时产出动态相应曲线几乎重合在一起。

管理浮动汇率下,当τ=0时,利率冲击后产出随着Ψ分别取0、5和10而逐渐减少,但相比较于浮动汇率制,Ψ取不同值的产出之间的差距逐渐变小。原因在于在不完全资本流动的情形下,国内和国外将产生利差,同时管理浮动汇率机制下,利率规则对汇率做出反应,汇率波动性减弱,汇率贬值转换效应减弱,因此汇率贬值幅度没有在汇率自由浮动以及完全资本流动的情形下那样大。汇率贬值幅度变小,使得相对价格下降的幅度变小,从而国内产量变化(上升)幅度变小。当τ增加到013时,Ψ取不同值的产出之间的差距进一步变小,原因在于利率冲击导致汇率贬值,τ增加将使外国对本国产品需求下降的幅度减少,这样Ψ值较大时的产出增加,Ψ值较小时的产出逐渐减少,使得Ψ取不同值的产出之间的差距变小。

(三)劳动供给冲击分析

11浮动汇率下劳动供给冲击

本国劳动供给增加使本国产品供给增加,导致本国产品相对价格下降,即本国实际利率下降和实际汇率贬值,这样国内和国外对本国产品的需求增加,产品的需求小于产品供给,本国消费增加,导致经常账户盈余。根据式(21),随着τ的增加,商品市场分割提高了本国对本国产品的需求,同时汇率贬值使得外国对本国产品需求下降的幅度增加,最终使得本国产出下降,为达到一个给定的经常账户余额需要汇率更大程度的贬值,因此在金融市场开放程度Ψ不变的条件下,随着τ的增加,产出和经常账户盈余下降,而名义和实际汇率的响应幅度增加。当Ψ增加(=10)时,产出会随τ的增加先增加后减少,这是因为随着金融市场一体化程度的降低,汇率贬值幅度下降,降低了本国劳动供给冲击下的汇率贬值效应,当τ增加时,国外对本国产品需求的下降幅度减小,而本国利率下降,使得国内对本国产品的需求增加,产出将随着τ的增加(如011)而逐渐增加,但当τ增加到一个较大值如013时,将使得外国对本国产品需求下降的幅度增加,最终使本国产出下降。

同样,金融市场开放对劳动供给冲击有效性的影响也是内生的,受到商品市场开放度的影响。在劳动供给冲击下,当τ=0(或τ=013)时,产出随着Ψ分别取10、5和0而逐渐增加。这是因为在劳动供给冲击下,随着Ψ的减少,本国利率相对于国外利率上升,导致汇率贬值幅度上升和产出增加。但随着τ的增加,Ψ取不同值的产出之间的差距逐渐变小,这是因为随着Ψ的增加,汇率贬值幅度减弱,当τ不断增加,将使外国对本国产品需求下降的幅度减少,这样Ψ值较大时的产出逐渐增加,Ψ值较小时的产出逐渐减少,使得Ψ取不同值的产出之间的差距逐渐变小。

21管理浮动汇率下劳动供给冲击

在管理浮动汇率制下,劳动供给冲击对消费、产出和经常账户的影响与浮动汇率制相同,区别仅在于变化幅度,即Ψ和τ的变化对政策有效性的影响变小。

四、实证及分析

(一)数据说明与处理方法

产出增长率、财政支出变化率、劳动力供给变化率、利率变化率、金融市场开放度、商品市场开放度等,分别用G DP平减指数增长率、M1变化率、财政支出变化率、就业人数变化率、中外利差(或直接投资和组合投资ΠG DP)、关税(或进出口总额ΠG DP)表示。样本区间为1979—2003年中国年度数据。参照Buch等人(2005)做法,以产出增长率(Δy)为被解释变量,财政变量变化率(Δg)、利率变化率(Δr)、就业人数变化率(Δls)、以及二者与开放度的交互项作为解释变量。鉴于本文实证样65

张　瀛:汇率制度、

经济开放度与中国需求政策的有效性

实用!

本的区间长度及中国数据可得性,本文采用中国和美国一年期定存利率的利差绝对值作为跨国资产流动成本大小的近似替代,用fopen1表示。为考察各解释变量不同定义的稳健性,用总资本流动量与产出的比值表示金融市场开放度,用fopen2表示。商品市场开放度用实际关税率表示,用g open1表示。为检验商品市场开放度定义的强健性,采用进出口总额与产出比值表示开放度,用g open2表示。对各个变量序列用ADF 检验进行平稳性检验,国内生产总值,财政支出、金融市场开放度、商品市场开放度在10%的水平下这些变量的变化率均为平稳序列。

(二)实证与分析

表1利率冲击产出效应(以利差和资本流动

表示金融市场开放度)变量系数变量系数Δy t -111218964

333Δy t -101760168

33Δy t -2-01973304333

Δy t -2-01818993

33

Δr t -01062787Δr t -01026915Δr t -101017965Δr t -101001950Δr t -201070382

33

Δr t -201048954

333

Δfopen1t Δr t -01011533Δfopen2t Δr t 01136899Δfopen1t -1Δr t -1-01007090Δfopen2t -1Δr t -101119578Δfopen1t -2

Δr t -2

-010274163

Δfopen2t -

2Δr t -2

01089692C

01071029

333

C

01094104

333

观测个数23观测个数23调整后的R 2

01468569调整后的R 2

01444279F 统计量

31424712F 统计量

31098596概率(F 统计量)

01021372概率(F 统计量)

01034269D 2W 统计量

21343742

D 2W 统计量

21419922

由于数据所限,先对样本期内中国市场开放度作一定假设,并根据假设对回归变量符号进行预期。在整个样本期内,我国金融市场和商品市场的开放程度既不处于高度开放状态,也不是完全封闭状态,而是一种处于过渡的半开放状态。对于商品市场,我国关税从1992年12月的4312%降至2004年的1014%,1992—2004年名义关税的平均值为2312%,1979—2004年实际关税的平均值为10149%,而目前世贸组织成员的总体平均关税为6%左右,发达国家关税平均水平为3%,因此可

以认为我国关税水平总体上处于中等水平。由此可以假定我国商品市场开放度的大致范围应当为011<关税率<013时,可以预计,由于我国金融市场开放度处于较低水平,因此财政与金融市场开放度交互项的系数应为正。同理,利率冲击与金融市场开放度交互项的系数应为正,劳动供给与金融市场开放度交互项的系数应为正。同样由于我国目前金融市场开放度处于中等水平,预计回归中财政与商品市场开放度交互项的系数应为正,利率冲击与商品市场开放度交互项的系数应为负,劳动供给与商品市场开放度交互项的系数应为正。在不同市场开放度下,政策冲击的有效传导,依赖于灵敏、健全的利率和汇率机制,但由于我国金融市场的不健全以及“双率”形成机制的非完全市场化,样本期内我国利率和汇率的联动性较弱,相互变动呈不规则状态,导致政策传导机制不顺畅(何凌云、刘传哲,2005),因此预计回归系数将不显著。分别对金融市场和商品市场开放与产出进

行回归,结果见表1。①

在利率冲击下,以利差度量金融市场开放度时(表1左列),从Δy t -1和Δy t -2的参数估计看,前一期国民收入增长能刺激当期国民收入总值增长,而前二期国民收入增长对当期国民收入有负面影响。Δr t 系数估计值小于0,说明当期利率增加抑制产出增加,

Δr t -1、Δr t -2的系数估计值大于0,利率滞后效应增加产出。Δfopen1t Δr t 、Δfopen1t -1Δr t -1和Δfopen1t -2Δr t -2系数估计结果小于零,说明金融市场开

放度的上升,会微弱地增加当期和滞后第一期、第二期利率冲击的产出效果。当以资本流动表示金融市场开放度时(表1右列),由于该指标与利差指标相反,因此交互项系数估计值的

7

52008年第3期

①限于篇幅,其余情况回归结果不再列出,

仅给出主要结论。

实用!

符号与利差指标结果相反,其中Δfopen2t Δr t 、fopen2t -1Δm t -1、Δfopen2t -2Δr t -2系数估计大于零,说明

金融市场开放度的上升,会微弱增加当期和滞后第一期、第二期利率冲击的产出效果。以关税度量商品市场开放度和以外贸依存度表示商品市场开放度时,两种度量方式下,商品市场开放度的上升以降低产出效果为主,但作用不显著。对于财政政策,以利差度量金融市场开放度和以资本流动表示金融市场开放度时,金融市场开放度的上升,将增加财政政策的产出效果,但作用效果不是特别显著;以关税度量商品市场开放度时和以外贸依存度表示商品市场开放度时两种度量方式下,总的作用方向是增加财政政策的产出效果,但作用效果不显著。在劳动供给冲击下,以利差度量金融市场开放度和以资本流动表示金融市场开放度,金融市场开放度增加,总体上增加劳动供给冲击的产出效果;以关税度量商品市场开放度和以外贸依存度表示商品市场开放度,两种度量方式下,商品市场开放度的上升以增加劳动供给的产出效果为主,但作用不显著。

从估计结果看,各变量估计值的符号与理论分析及实际情况是相符的,但系数的显著性不够,这与本文的预期一致,因为我国仍正处于经济开放的过渡期,政策传导过程中的利率和汇率等机制还没有理顺。同时由于缺乏足够的数据样本,也在很大程度上影响了指标计算和分析结果的有效性。随着我国对外开放和改革的不断深入,利率、汇率、资本流动及汇率支出转换效应之间的关系将由目前的弱联动逐渐趋向强联动,检验效果将会更加准确。

五、总　结

目前针对中国的贸易摩擦的形式不断变化,对华贸易摩擦出现贸易摩擦对象不断扩散、摩擦产品种类增多以及摩擦领域不断延伸的特点。贸易摩擦导致的贸易成本变化的不确定性以及我国金融市场对外的逐渐开放,必将对我国货币和财政政策的有效性产生重要影响。因此,在全球经济金融快速融合的背景下,评估一国政策的有效性,必须借助有效的分析框架考虑汇率制度、金融市场开放和商品市场开放及其相互作用的影响,才能做出全面、准确的判断。本文以新开放宏观经济模型为基础,探讨了不同汇率制度、金融市场和商品市场开放度下宏观政策的有效性。利用中国1978—2003年间的年度数据进行检验,证明中国宏观政策、开放度与经济波动的关系与理论分析比较吻合。因此,从未来研究方向看,OR 模型中融合多样化的汇率制度、商品市场和金融市场开放度等要素,是未来研究中国宏观政策效应的一个有效分析框架。

参考文献

顾六宝、肖红叶,2004:《中国消费跨期替代弹性的两种统计估算方法》,《统计研究》第9期。

何凌云、刘传哲,2005:《人民币汇率和利率的关联性检验:1979—2002》,《上海金融》第5期。

李扬:《中国金融改革研究》,江苏人民出版社,1999。

齐稚平、刘广伟,2007:《泰勒规则在中国的实证检验》,《统计与决策》第2期。

秦宛顺、勒云汇、卜永祥,2003:《资本流动、定价行为与汇率制度的福利分析》,《金融研究》第1期。

夏斌、廖强,2001:《货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标》,《经济研究》第8期。

谢多,2000:《公开市场业务实践与货币政策操作方式转变》,《经济研究》第5期。

谢平、罗雄,2002:《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》第3期。

谢平、张晓朴,2002:《货币政策与汇率政策的三次冲突—1994—2000年中国的实证分析》,《国际经济评论》第5—6期。王建国,2006:《泰勒规则与我国货币政策反应函数的实证研究》,《数量经济技术经济研究》第1期。

王胜、邹恒甫,2006:《开放经济中的货币政策》,《管理世界》第2期。

赵进文、高辉,2004:《中国利率市场化主导下稳健货币政策规则的构建及应用》,《经济学季刊》特辑。

Baier ,Scott L.and Jeffery H.Bergstrand ,2001,“The G rowth of W orld T rade :T ariffs ,T ransport C osts ,and Income S im ilarity ,”Journal o f International Economics ,53:1—27.

Ball ,Laurence.1998,“P olicy Rules for Open Economy ”,NBER W orking Paper N o.6760.

85张　瀛:汇率制度、

经济开放度与中国需求政策的有效性

实用!

Bekaert ,G.,Harvey ,C.R.and Lundblad ,C.,2004,“G rowth V olatility and Financial Liberalization ”,W orking Paper N o.10560,NBER.Brunner ,A.D.,and Naknoi ,K.,2003,“T rade C osts ,M arket Integration ,and M acroeconom ic V olatility ”,Annual C ongress of the European Econom ic Ass ociation.

Buch ,C.M.,D oepke ,J.and Pierdzioch ,C.,2005,“Financial Openness and Business Cycle V olatility ,”Journal o f International Money and Finance ,v ol :24,744—765.

Calv o ,G.A.,1983,“S taggered Prices in a Utility 2M axim izing Framew ork.”Journal o f Monetary Economics ,V ol :12,pp.383—398.Easterly ,W.,Islam ,R.And S tiglitz ,J. E.,2001,“Shaken and S tirred :Explaining G rowth V olatility ”,Annual W orld Bank C on ference on Development Econom ics ,Ed.By B.Pleskovic and N.S tern (W ashington :W orld Bank ).

G hironi ,Fabio.1998,“Alternative M onetary P olicy Rule :the case of Canada ”,University of California at Berkeley.

Hansen ,LP and S ingleton ,K.J.,1983,“S tochastic C onsum ption ,Risk Aversion ,and T em poral Behavior of Asset Returns ”,Journal o f Political Economy ,V ol :91,249—265.

Hu ,Zuliu ,1993,“Intertem poral Substitution consum ption Revisited ”.I MF.W orking Paper ,WP Π93Π26.

K ose ,M.Ayhan ,Prasad ,E.S.and T errones ,M. E.,2003,“Financial Integration and M acroeconom ic V olatility ,”IMF Staff Paper s ,v ol :50,119—142.

M onacelli T ommas o.1998,“Into the Mussa Puzzle :the Case of Canada ”,unpublished ,University of California at Berkeley.

Obstfeld ,M.and R og off ,K.,1995,“Exchange Rate Dynam ics Redux.”Journal o f Political Economy ,V ol :3,pp.624—660.

Obstfeld ,M aurice ,and K enneth R og off ,2001,“The S ix M ajor Puzzles in International M acroeconom ics :Is There a C omm on Cause ?”in Ben S.Bernanke and K enneth R og off (ed.),NB ER Macroeconomics Annual 2000,339—412.

Senay ,O.,1998,“The E ffects of G oods and Financial M arket Integration on M acroeconom ic V olatility.”Manchester School ,Supplement ,v ol :66,pp.39—61.

Senay ,O.,2001,“The R ole of the Exchange Rate in M onetary P olicy Rule.”M iddle East T echnical University ,m imeo.

Sutherland ,A.,1996,“Financial M arket Integration and M acroeconom ic V olatility.”Scandinavian Journal o f Economics ,December ,v ol :98,pp.521—39.

Svenss on ,Lars E.1999,“In flation T argeting as a M onetary P olicy Rule ”,Journal o f Monetary Economics 43:607—655.

Uhlig ,H.,1999,“A T oolkit for Analyzing N onlinear Dynam ic S tochastic M odels Easily ,”in R.M arim on and A.Scotted.:C om putational M ethods for the S tudy of Dynam ic Econom ics ,New Y ork :Ox ford University Press.

The Theoretical and Empirical Analysis on the E ffectiveness

of Demand and Supply Policy with Foreign Exchange R egime

and Degree of Economy Openness

Zhang Y ing

(Chinese F oreign Exchange T rading System )

Abstract :This paper aims to determine how increasing g oods and financial market integration changes the effectiveness of shock of fiscal P olicy ,m onetary supply ,interest rate and labor supply.Expansionary macroeconomic policies are analyzed under different degrees of g oods and financial market integration in a dynamic general equilibrium framew ork with different foreign exchange regime.S imulations and em pirical evidence show that the link between the effectiveness of macroeconomic policies and economic openness is nonlinear ,namely the effectiveness of macroeconomic policy tools changes significantly depending not only on the magnitude of adjustment costs and transport costs ,but als o on the interactions between g oods and financial market integration.K ey Words :New Open Economy Macro 2M odels ;Economy Openness

JE L Classification :E32,F12,F41

(责任编辑:晓　喻)(校对:晓　鸥)

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本文来源：https://www.bwwdw.com/article/0bq4.html