經濟開放度與貨幣政策有效性的實證分析

朱鐘棣

（上海對外貿易學院 國際經濟貿易研究所，上海 201620）

經濟開放度與貨幣政策有效性的實證分析

朱鐘棣

（上海對外貿易學院 國際經濟貿易研究所，上海 201620）

通過運用K arras建立的產出增長率和通貨膨脹模型，采用向量自回歸V A R框架，分析經濟開放度對我國貨幣政策效果的影響。回歸結果表明，無論是以M0作為貨幣政策的測度指標，還是以M1作為貨幣政策的測度指標，它們都反映出：在長期，經濟開放度的提高會削弱貨幣政策的有效性；但從短期來看，經濟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。

經濟開放度；貨幣政策；價格效應；產出效應

一、文獻綜述

對貨幣政策有效性的研究，國外文獻多集中在探討經濟開放度與通貨膨脹之間的關系。Romer (1993)曾運用114個國家1973年以后的數據資料，詳細研究了經濟開放度與通貨膨脹率之間的關系。他認為，在開放經濟中，一國實施經濟擴張會降低本國商品對外國商品的相對價格，造成實際匯率貶值。這種實際貶值，減少了擴張可以帶來的收益，也即降低了相對于通貨膨脹成本而言的擴張收益。[1]Bryant、Henderson、Holtham和Symansky（1988）認為，經濟開放度的提高使得貨幣政策的價格效應大于產出效應，他們構造了10個以上宏觀經濟模型證明了這一推斷。[2]Karras（1999）對經濟開放度與貨幣政策有效性的關系進行了最為詳盡的論述。他通過對38個國家1953-1990年的平行數據實證得出結論：經濟開放度越大，貨幣政策對產出的影響越小，而對價格的影響越大。[3]

開放經濟下貨幣政策有效性問題也引起了我國理論界和實務部門的關注，并產生了一些學術成果。錢小安（2002）指出，在經濟開放條件下，貨幣政策對經濟增長、充分就業的影響力較小，甚至存在貨幣中性的傾向。[4]田素華（2006）認為在金融開放條件下，由于國際資本自由流動，我國實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產出、價格和開放度的年度數據進行了實證分析。結果表明，隨著經濟開放度的提高，貨幣政策的經濟增長效應會不斷弱化。[6]

二、經濟開放度的度量

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，選取了外貿依存度、投資開放度、金融開放度、服務貿易開放度四個指標進行加權平均來測算經濟開放度。其各項指標定義：O1=(X+M)/GDP，O2=(Io+Ii)/GDP，O3=(A+L)/GDP，O4=(So+Si)/GDP。其中，O1表示外貿依存度或稱貿易開放度；X、M分別表示一年的出口總額和進口總額；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（包括對外直接投資、證券投資、其他投資和國家儲備資產）和對外負債（包括外商直接投資、外商證券投資和其他投資）；O4表示服務貿易開放度；So、Si分別表示一年的服務貿易輸出和輸入總額。根據上述指標，通過聚類分析，構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。根據上述模型，測算出我國經濟開放度如表1所示：

表1 經濟開放程度計算表

圖1是各開放度指標的趨勢圖。從趨勢線上看，各個指標都呈現出長期向上的趨勢，表明隨著時間的推移，中國各領域的開放度都在不斷提高。但各個指標的大小有明顯差異。貿易開放度在1995年以前最高，投資開放度和服務貿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年超過貿易開放度。②但在中國加入WTO以后，貿易開放度迅速提高超過了金融開放度。服務貿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，但近期卻呈現出下降的趨勢。總經濟開放度從1978年以來，一直呈現穩步上升的趨勢，表明中國的對外開放程度是穩步增大的。

圖1 中國經濟開放度指標線性趨勢圖

三、模型的構建

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

式中，j代表第j個國家；t代表t期；Δy是產出增長率；Δm是貨幣供給增長率；Δp是價格總水平變動率；Δoil是真實石油價格增長率；γ、β為待估系數，分別表示與第j個國家第t期產出和價格總水平的序列不相關的修正項，這些修正項可以看作是產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。

為了考察經濟開放度對貨幣政策效果的影響，貨幣供給量的系數可以表示為：

式中，θ、φ是待估系數，OPENj,t代表國家j在時期t的經濟開放度，從而，產出增長率和價格總水平變動率的模型最終可表示為:

根據Romer(1993)的論述，經濟開放度與通貨膨脹率成反比關系。所以，參數φOPEN的估計值應該為負數。即隨著經濟開放度的提高，貨幣政策的價格效應將減弱。貨幣供給對實際產出的影響是隨著經濟開放度的提高而減少的，因此，式（5）中，φOPEN的估計值應為負數。

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，根據我國2005年以前的能源消費結構，煤炭占74%左右，石油消費比例較低。因此，油價的供給沖擊在中國的經濟統計上并不顯著。同時，根據朱鐘棣（2005）的研究，無論是占中國能源結構總量第一位的煤炭，還是占第二位的石油，均不構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，作為本文實證分析模型，表達式如下：

四、數據處理

根據上述模型，本文涉及的宏觀經濟模型變量主要包括產出增長率、貨幣供給量和通貨膨脹率等，分別用實際GDP增長率、M0、M1增長率和商品零售價格指數增長率③表示。

本文選取了M0、M1兩個指標代表貨幣政策執行力度。選取M0代表貨幣政策執行力度是因為M0與GDP有很高的相關性。有關研究表明，我國M0與GDP的相關性達到0.8967。選取M1代表貨幣政策執行力度是因為M1一直以來都是我國貨幣控制的重點。因此，它們能夠較準確地反映出貨幣政策的力度強弱。

經濟時間序列大多數都是非平穩的，采用非平穩時間序列來研究變量之間的關系，很可能出現“偽回歸”。為了避免“偽回歸”的出現，首先要對時間序列進行平穩性檢驗。單位根檢驗是平穩性檢驗的常用方法，包括迪基—富勒檢驗（DF）檢驗和擴張的迪基—富勒檢驗(ADF)檢驗。本文采用ADF檢驗，結果見表2：

表2 ADF檢驗結果

由表2我們可知，在貨幣供應量的增長率變量中，Δm0在5%的水平下顯著，Δm1的二階滯后期在5%的水平下顯著，均能拒絕隨機游走原假設；商品價格指數增長率（Δp）在5%的水平下顯著；國內生產總值增長率（Δy）和對外開放程度（OPEN）時間序列，都在10%的水平下顯著，均通過平穩性檢驗。因此，時間序列國內生產總值增長率（Δy）、商品價格指數增長率（Δp）、貨幣供應量增長率（Δm0）和對外開放程度（Δm1）均為平穩序列。下面，我們運用上述變量對方程(7)、(8)進行回歸分析，其目的是實證檢驗經濟開放度對貨幣政策的產出效應和價格效應的影響。

五、實證檢驗的結果與結論

（一）以M0度量貨幣政策時的貨幣政策執行效力

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

表5和表6是當以M0變化率度量貨幣政策時的貨幣政策價格效應。如表所示，無論是滯后一期還是兩期，OPENΔMt的估計系數均為負值，這表明貨幣政策的價格效應隨著經濟開放度的提高而減小，兩者呈現較強的負相關關系。這一點與Karras利用38個國家38年的數據進行實證研究得出的結論不符，但與Romer(1993)、Lane (1997)研究結果是一致的。對此的解釋是，“在開放經濟中，一國實施經濟擴張，就會降低本國商品對外國商品的相對價格，造成實際匯率貶值。這種實際貶值，減少了擴張可以帶來的收益，即降低了相對于通貨膨脹成本而言的擴張收益。因此，開放度越高的經濟，其平均通貨膨脹率就應當越低”。無論是滯后一期還是兩期，Δm0t的系數均為正值且在10%的水平下顯著，說明當期的貨幣政策對當年的價格會產生較強的拉升作用。Δpt-1的估計系數為正值，且在5%的顯著性水平下顯著，說明通貨膨脹率存在較強的“慣性”，前一期的通貨膨脹率對當期的通貨膨脹率會產生助推作用。

表3 貨幣政策M0的產出效應（滯后一期）

表4 貨幣政策M0的產出效應（滯后兩期）

表5 貨幣政策M0的價格效應（滯后一期）

表6 貨幣政策M0的價格效應（滯后兩期）

（二）以M1度量貨幣政策時的貨幣政策執行效力

從表7、表9中我們可以看到，無論是產出效應還是價格效應，滯后一期模型的各變量系數都不顯著，說明貨幣供應量增長率、經濟開放度對產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結果，從表8中我們看到，Δyt-2的估計系數為負數，且通過了顯著性檢驗，說明前兩期的產出增長率對當期的產出增長率有促退作用。Δm1t和Δm1t-1的估計系數均不顯著，Δm1t-2的估計系數在接近10%的水平下顯著，說明在開放經濟下，貨幣政策對經濟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的估計系數為負數，但在10%的水平下不顯著，說明當期的經濟開放度對貨幣政策的執行效力影響不明顯。OPEN(-1)Δm1t-1、OPEN(-2)Δm1t-2的估計系數均通過顯著性檢驗，但前者估計系數為正數，后者估計系數為負數，說明滯后一期的經濟開放度對貨幣政策執行效力有放大作用，滯后兩期的經濟開放度對貨幣政策執行效力有削弱作用。我們可以對原因作如下解釋：經濟開放度的提高在短期內并不一定會導致貨幣政策執行效力的下降；相反，開放程度的提高會使得社會經濟個體對政策的敏感度增強，并據以調整自身行為，從而使得貨幣政策執行效力非但不會削弱，反而會有所增強。表10是滯后兩期貨幣政策M1的價格效應。從表中可知，OPENΔm1t、OPEN(-1)Δm1t-1、 OPEN(-2)Δm1t-2的估計系數均為負數，且OPENΔm1t、OPEN(-1)Δm1t-1均通過5%的顯著性水平檢驗，說明經濟開放度的提高會降低一國的通貨膨脹率。Δpt-2的估計系數為負數，且通過顯著性檢驗，說明前二期的價格水平對當期的價格水平有降低作用。Δm1t的估計系數為正，在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明當期的貨幣政策對價格有較強的影響力。

表7 貨幣政策M1的產出效應（滯后一期）

表8 貨幣政策M1的產出效應（滯后兩期）

綜上分析，我們可以得出結論：無論是以M0作為衡量貨幣政策的測度指標，還是以M1作為貨幣政策的測度指標，它們都反映出，在長期，經濟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濟個體對政策的敏感度增強，經濟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行效力。

表9 貨幣政策M1的價格效應（滯后一期）

表10 貨幣政策M1的價格效應（滯后兩期）

注：表3-10中，Variable為變量，Coef.為系數，Std.為標準差，Prob.為概念。

注：本文得到上海市085工程項目的支持，在寫作過程中也得到復旦大學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，人民幣在經常項目下可自由兌換，便利了投資和國際貿易。

③實際GDP增長率、物價指數增長率均采用環比指標，以1978年為基期計算得到。

④這只是作者對變量系數不顯著的一種解釋，要研究貨幣政策對經濟作用到底存在多久的時滯，不能以此模型計量。

[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管的分工與協作[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證分析[J].上海金融，2006，(7).

[6]范從來，廖曉萍.開放經濟下貨幣政策有效性實證研究[J].江蘇行政學院學報，2003，(3).

[7]姜波克.開放經濟與經濟發展[M].上海：復旦大學出版社，1999.

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

[9]吳園一.中國經濟開放度選擇及指標體系[J].財經研究，1998，(1).

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

附錄

數據說明：

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算。

2．由于計算投資開放度和金融開放度的指標國家在1985年才統計公布，所以在本研究中，對于1985年以前的經濟開放度計算賦予此兩類指標權重為零，即僅以外貿依存度和服務開放度度量。這勢必會導致開放度的低估，但所幸1985年以前我國的投資和外債的數額較小，影響不會太大。

3．計量模型中的數據來源說明：1978-2005年GDP數據來自《中國統計年鑒》；M0，M1來自《中國宏觀經濟景氣月報》；物價指數來自中經網統計數據庫。

4．由于我國是在1990年才開始統計指標值，所以在計量分析中，M0數據始于1978年，M1數據從1990年開始。

責任編校：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重點研究基地——上海對外貿易學院國際經濟貿易研究所教授、博士生導師，主要從事國際經濟與貿易研究。