NOEM 框架下貨幣政策的福利效應(yīng)及經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

閆 思

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引言

對開放經(jīng)濟(jì)的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，在20世紀(jì)60年代以蒙代爾—弗萊明模型為主流分析工具，用其得出的主要結(jié)論是在完全國際資本流動性的浮動匯率情況下貨幣政策是最有效的。Dornbusch［1］引入了理性預(yù)期假定和價(jià)格剛性對蒙代爾—弗萊明模型進(jìn)行了修正和擴(kuò)展，提出了超調(diào)模型。超調(diào)模型與蒙代爾—弗萊明模型結(jié)合成了M－F－D 模型。與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)尋找微觀基礎(chǔ)的趨勢也愈演愈烈，新古典和新凱恩斯兩大學(xué)派在爭論的同時(shí)卻存有一個(gè)共識，就是任何一種宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)都要有與其對應(yīng)的微觀基礎(chǔ)。Obstfeld和Rogoff［2］為開放經(jīng)濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)提供了一個(gè)具有微觀基礎(chǔ)的模型分析工具，并將粘性價(jià)格和壟斷競爭引入到動態(tài)一般均衡模型中，后人稱這個(gè)具有劃時(shí)代意義的模型為Redux 模型或OR 模型。隨后Lane、Obstfeld和Dornbusch［3－4］分別通過引入貿(mào)易部門、非貿(mào)易部門和新的消費(fèi)效用函數(shù)對模型進(jìn)行了擴(kuò)展。Lane［5］正式稱這一系列文獻(xiàn)所研究的話題為New Open Economy Macroeconomics (NOEM)。該模型是成熟的具有微觀基礎(chǔ)的動態(tài)一般均衡模型，①注意此時(shí)還沒有加入不確定性。②可以進(jìn)行跨期預(yù)算約束和私人部門的動態(tài)優(yōu)化分析。另外，這個(gè)模型還可以對由私人部門持有的外國證券資產(chǎn)變動引起的貨幣政策長期調(diào)整過程進(jìn)行分析。Bettsa和Devereux［6－7］分析了模型中貨幣定價(jià)機(jī)制問題，Corsetti和Pesenti［8］則從福利角度分析了貨幣政策和財(cái)政政策的影響。

中國經(jīng)濟(jì)學(xué)界也較早就對NOEM 給予了關(guān)注。姜波克［9］對NOEM 進(jìn)行了引入式的論述。孫立堅(jiān)等［10］開創(chuàng)式地用NOEM 模型對貨幣政策在價(jià)格傳遞中的作用進(jìn)行了分析并結(jié)合中國國情做了實(shí)證檢驗(yàn)。王勝和鄒恒甫［11－12］用NOEM 模型分別在確定性和不確定情況下對關(guān)稅、匯率、貨幣政策和福利進(jìn)行了規(guī)范分析和實(shí)證檢驗(yàn)。陳雨露和侯杰［13］、王勝和鄒恒甫則有針對性地對NOEM 進(jìn)行了綜述式的討論。之后王勝和鄒恒甫［14－15］又從資本、勞動、匯率、福利、通貨膨脹、泰勒規(guī)則和貨幣政策等方面對NOEM 模型進(jìn)行了全方位細(xì)致的研究。王勝和彭鑫瑤［16］通過對本國定價(jià)機(jī)制為當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)(LCP)，外國定價(jià)機(jī)制為生產(chǎn)者貨幣定價(jià)(PCP)的設(shè)定，在粘性價(jià)格的條件下討論了最優(yōu)貨幣政策和福利效應(yīng)。姚斌［17］在NOEM 框架下的兩國模型在名義工資粘性的設(shè)定下，從生產(chǎn)率和貨幣沖擊角度分析了國家規(guī)模與對外開放度在不同匯率制度下對福利的影響。

二、模 型

最基本的NOEM 模型是Obstfeld和Rogoff［2］、Coresetti和Pesenti［18－19］提出的。該模型假定經(jīng)濟(jì)中存在兩個(gè)國家，本國和外國。各自生產(chǎn)一種可貿(mào)易品，分別記作H (Home)和F (Foreign)。每個(gè)國家都居住著永久生存的同類家庭，這些家庭會最大化他們的人生效用。每個(gè)國家都有家庭掌管的最大化其收益的廠商。家庭、廠商均為連續(xù)統(tǒng)，其中(0，n］在本國，其余在外國。家庭擁有相同的消費(fèi)偏好。廠商在壟斷競爭的商品市場上銷售異質(zhì)性商品。廠商只投入一種生產(chǎn)要素——?jiǎng)趧?。勞動不能跨國轉(zhuǎn)移。

本國消費(fèi)本地產(chǎn)品和進(jìn)口品，記為C=C (CH，CF);價(jià)格水平P 包括以本幣計(jì)價(jià)的本地產(chǎn)品和進(jìn)口品，記為P=P (PH，PF)。國家間對本地產(chǎn)品和進(jìn)口品的偏好是有相同權(quán)重的柯布—道格拉斯形式。替代彈性為1，任何國內(nèi)產(chǎn)出的增長都會導(dǎo)致國內(nèi)價(jià)格成比例地下降，即貿(mào)易條件確保了有效風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。消費(fèi)的效用是對數(shù)形式的，勞動的負(fù)效用是線性的。兩國的消費(fèi)者均最大化其效用，生產(chǎn)者均最小化其成本。在各類模型設(shè)定中，目前發(fā)展的都是異質(zhì)性的，如商品是異質(zhì)的，分為貿(mào)易品和非貿(mào)易品，廠商的定價(jià)方式是異質(zhì)的，分為PCP和LCP 定價(jià)方式等。

第一個(gè)設(shè)定是關(guān)于在模型中本國是價(jià)格制定者還是價(jià)格接受者。由于一般情況國內(nèi)的研究均把中國作為本國，所以在進(jìn)行模型設(shè)定時(shí)為了更貼近現(xiàn)實(shí)，一般以中國的情況來設(shè)定本國模型。本文采用了姚斌［17］的設(shè)定，因?yàn)閺闹卸唐趤砜?，在全球范圍?nèi)，中國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模所占比重仍然相對較小，大部分產(chǎn)品仍處于產(chǎn)業(yè)鏈中下游，對于國際商品定價(jià)的話語權(quán)不足，而且資本項(xiàng)目還未完全開放，金融市場發(fā)展程度也不高。

此處就引出了關(guān)于“兩國模型”和“小國模型”的區(qū)別。所謂兩國模型，是假定模型中的兩國規(guī)模相等，而小國模型則假定兩國規(guī)模不等。①根據(jù)姚斌的討論，在小國模型中，也可認(rèn)為“外國”是指除本國外的其他國家的全體。從現(xiàn)實(shí)意義上講，兩國模型更利于分析主要貿(mào)易伙伴之間的博弈關(guān)系;小國模型則更適合進(jìn)行全局性分析。所謂“小國”，是指在國際商品定價(jià)權(quán)上為價(jià)格接受者，而“大國”則為制定者，基于以上原因及中國國情，在模型設(shè)定中，本文采取了中國是“開放小國”的設(shè)定。第二個(gè)設(shè)定是關(guān)于資本是否進(jìn)入模型。王勝和鄒恒甫［11］首次將資本引入模型，之前的模型則只考慮勞動作為唯一生產(chǎn)要素投入的情況。是否將資本引入模型，主要關(guān)系到文章所要討論的問題，如果是討論貨幣增長率、匯率等，則最好將資本引入模型;如果只討論經(jīng)常項(xiàng)目對于產(chǎn)出和福利的影響，引入與否均可。雖然目前中國資本項(xiàng)目仍然不可自由兌換，資本市場開放度相對較低，但隨著中國開放度的逐漸增加和全球資本市場相互之間密切的影響，在模型中引入資本要素越發(fā)重要。本文沿用王勝和鄒恒甫的做法，采用包含資本的設(shè)定。

1.居民

居民的效用函數(shù)如下:

其中，C 為復(fù)合消費(fèi)指數(shù)，M 為居民持有的名義貨幣量，P 為價(jià)格指數(shù)，Mt(i)/Pt為實(shí)際貨幣余額，V 為外生貨幣需求沖擊，ε 為貨幣需求對消費(fèi)的彈性，L 為勞動供給，β 為主觀貼現(xiàn)因子。關(guān)于消費(fèi)的效用函數(shù)形式我們采用了對數(shù)效用形式。居民消費(fèi)取決于貿(mào)易品和非貿(mào)易品:

其中，γ 為貿(mào)易品在消費(fèi)中所占的比例，②姚斌將γ 表示為μ，并設(shè)μ=(1－n)γ，其中，n 為國家規(guī)模，γ 為對外開放度。貿(mào)易品的消費(fèi)指數(shù)為:

消費(fèi)函數(shù)的形式采取常替代彈性函數(shù)(CES)的形式:

下標(biāo)N 代表非貿(mào)易品。其中θ ＞1，代表不同商品間的替代彈性。

2.廠商

假設(shè)每個(gè)國家存在兩個(gè)生產(chǎn)部門，一個(gè)生產(chǎn)貿(mào)易品，一個(gè)生產(chǎn)非貿(mào)易品。其生產(chǎn)函數(shù)如下:

其中，A 為外生技術(shù)水平，H 為本國貿(mào)易品生產(chǎn)部門，N 為本國非貿(mào)易品部門，外國類似。

3.外生沖擊

本模型的外生沖擊主要來源于兩個(gè)方面:外生技術(shù)沖擊和貨幣需求沖擊。假定沖擊的對數(shù)值都滿足隨機(jī)游走過程，則有:

其中，A 為技術(shù)沖擊，V 為貨幣需求沖擊，* 代表外國，ut，vt～i.i.d.N (0，σ2)。

4.粘性價(jià)格均衡

對于均衡條件，本文直接采用非對稱粘性價(jià)格的均衡條件的設(shè)定，即本國實(shí)行LCP 定價(jià)策略，外國實(shí)行PCP 定價(jià)策略。價(jià)格粘性指生產(chǎn)者提前一期設(shè)定產(chǎn)品的價(jià)格，一期之后所有價(jià)格自由調(diào)整。生產(chǎn)者會通過選擇PHt，PHt*和PNt來最大化下一期的效用函數(shù):

外國情況類似。結(jié)論為匯率新息與兩國的貨幣需求和貨幣政策相關(guān)。非對稱粘性價(jià)格在存在非貿(mào)易品時(shí)使本國消費(fèi)與技術(shù)沖擊相關(guān)。

5.貨幣政策福利效應(yīng)

對于貨幣政策福利效應(yīng)的分析假定兩國貨幣當(dāng)局都嚴(yán)格遵守提前公布的貨幣政策規(guī)則，在外國貨幣政策不變的前提下使自己國家居民的預(yù)期效用水平最大化。貨幣當(dāng)局通過調(diào)整名義貨幣供給增長率來實(shí)施貨幣政策。這個(gè)設(shè)定和前文關(guān)于非對稱粘性價(jià)格的設(shè)定更符合后文要分析的中國的實(shí)際情況，則有:

市場出清情況下的貨幣政策效用函數(shù)為:

外國情況類似。根據(jù)王勝和彭鑫瑤［16］得出的結(jié)論為:經(jīng)過比較得出非對稱粘性價(jià)格條件下的結(jié)論，納什均衡時(shí)外國貨幣當(dāng)局有貨幣政策的占優(yōu)策略，本國可以通過國際貨幣合作改進(jìn)福利狀況，外國貨幣政策影響本國的消費(fèi)。合作均衡時(shí)可以通過貨幣政策合作同時(shí)提高兩國的福利水平。

三、經(jīng)驗(yàn)分析

本文選取了1996年第一季度到2011年第四季度作為時(shí)間段，共64 個(gè)時(shí)間點(diǎn)。我們設(shè)定中國的貨幣供應(yīng)量(M2)為被解釋變量，選定美國、日本、歐盟的貨幣供應(yīng)量(M2)作為代理變量，并通過對數(shù)差分對數(shù)據(jù)進(jìn)行了整理。國內(nèi)我們選取了產(chǎn)出缺口、利率和通貨膨脹率作為控制變量。從時(shí)間間隔上，我們除了分析了1996—2011年的總體情況，還分析了1996—2001年和2002—2011年兩個(gè)子區(qū)間的情況作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。2002年是中國加入WTO 后在宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)上應(yīng)該起變化的起始年，所以這個(gè)劃分在現(xiàn)實(shí)中也是有著經(jīng)濟(jì)意義的。首先我們將頻率不同的數(shù)據(jù)進(jìn)行了變頻處理，①變頻方法直接采用了Wind 資訊終端的平均值變頻方法，為季度內(nèi)各月的平均值。整合為季度數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來源于Wind 資訊終端。其次進(jìn)行了平穩(wěn)性整理，隨后對其進(jìn)行了相關(guān)分析，然后用Granger 方法進(jìn)行了因果分析，接著用最小二乘法對各序列進(jìn)行了回歸分析，最后得出結(jié)論。

1.各相關(guān)序列整理

(1)貨幣供應(yīng)量

我們選擇廣義貨幣M2 作為貨幣供應(yīng)量的代理變量。首先對中國、美國、日本和歐盟的M2使用X12 方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，然后對M2 取對數(shù)值，記為LNM2，接著對其進(jìn)行包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢的以SIC 為判斷準(zhǔn)則ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各個(gè)序列的統(tǒng)計(jì)量如表1 所示。

表1 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

即各序列均為一階單整序列。其對數(shù)的一階差分的經(jīng)濟(jì)含義為貨幣供應(yīng)量的增長率。

(2)產(chǎn)出缺口

本文對產(chǎn)出缺口的估計(jì)采用了謝平和羅雄［20］的線性趨勢估計(jì)方法。根據(jù)劉斌和張懷清［21］所分析的四種方法可知多變量狀態(tài)空間卡爾曼濾波法估計(jì)的產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)比較好的效果。不過由于本文要用產(chǎn)出缺口來試圖解釋通脹，而在次方法中使用了通脹作為變量之一來估計(jì)產(chǎn)出缺口，這可能不是很適合本文的分析，故并未采用。而謝平和羅雄的數(shù)據(jù)是從1992年第一季度到2001年第四季度。本文用較新的數(shù)據(jù)采用相同的方法進(jìn)行了估計(jì)并與其進(jìn)行對照，相同的時(shí)間里數(shù)據(jù)是完全吻合的，而本文的數(shù)據(jù)時(shí)間跨度是從1996年第一季度到2011年第四季度。

首先我們把來自Wind 資訊終端的原始GDP季度累計(jì)值數(shù)據(jù)用每年的除第一季度外的數(shù)據(jù)減去上一季度的數(shù)據(jù)算出名義GDP 當(dāng)季發(fā)生數(shù)，然后通過“實(shí)際季度GDP=名義季度GDP/ (1+CPI)”的公式將名義季度GDP 轉(zhuǎn)化為實(shí)際季度GDP (此處需要將原始的百分?jǐn)?shù)形式的CPI數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為小數(shù)形式的數(shù)據(jù))，之后通過Eviews 中集成的X12 方法分離出季節(jié)性影響，最后得到剔除了季節(jié)性影響的實(shí)際季度GDP 當(dāng)季發(fā)生值。

接著利用線性趨勢法估計(jì)潛在GDP 并計(jì)算出產(chǎn)出缺口。引入三個(gè)虛擬變量D1、D2、D3分別代表第一、第二、第三季度，以實(shí)際GDP 的自然對數(shù)值為被解釋變量建立回歸方程，其估計(jì)值即為潛在GDP (需要用e 進(jìn)行指數(shù)還原)，殘差即為產(chǎn)出缺口，回歸得出以下結(jié)果:

其中，各統(tǒng)計(jì)量均表明模型擬合效果良好，但DW 統(tǒng)計(jì)量明顯小于1.5，這表明模型存在嚴(yán)重的序列相關(guān)。為進(jìn)一步驗(yàn)證，我們進(jìn)行了序列相關(guān)性的LM 檢驗(yàn)，滯后期分別設(shè)為1、2、3，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 序列相關(guān)LM 檢驗(yàn)結(jié)果

由此可推斷，模型存在一階序列相關(guān)。加入AR(1)項(xiàng)進(jìn)行重新回歸后DW 值提高為1.8031，模型序列相關(guān)得到明顯改進(jìn)。該調(diào)整后的模型的估計(jì)值則為潛在GDP，殘差值為產(chǎn)出缺口(以百分比為單位時(shí)需乘以100)。

(3)通貨膨脹率

本文除了采用CPI 作為通貨膨脹率的代理變量外，在進(jìn)行相關(guān)分析和格蘭杰因果分析時(shí)還采用了PPI 作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同樣，對CPI和PPI進(jìn)行不帶常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)最大滯后階數(shù)為10 的ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)。CPI 的ADF 值為－2.0391，在5%的水平上顯著;PPI 的ADF 值為－4.0303，在1%的水平上顯著。于是兩個(gè)序列均為平穩(wěn)時(shí)間序列。

(4)利率

本文除了用同業(yè)拆借利率作為利率的代理變量外，還通過增加部分受管制的一年期活期存款利率作為利率的另一代理變量作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這樣做的好處是可以考察政策面對于通脹的影響因素大小，而且即使是公認(rèn)的目前中國市場化程度最高的同業(yè)拆借利率，也由于銀行對于成本等因素的考慮而間接地受到管制的影響。

本文數(shù)據(jù)采用中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫宏觀月度庫中銀行間7 天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率(當(dāng)月數(shù))在各季度內(nèi)的簡單平均數(shù)作為季度數(shù)據(jù)。同樣對利率進(jìn)行有常數(shù)項(xiàng)無時(shí)間趨勢的ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其ADF 值為－2.9281，在5%水平上顯著，即其為平穩(wěn)時(shí)間序列。

2.統(tǒng)計(jì)描述

通過以上對各變量的整理，我們得到了中國、美國、歐盟和日本的M2 的對數(shù)一階差分序列(分別以DCNM2、DUSM2、DEUM2和DJPM2 代表)，中國的產(chǎn)出缺口、CPI和PPI 時(shí)間序列(分別以GDPGAP、CPI和PPI 代表)，利率的一階差分序列(以DI 代表)。各序列的統(tǒng)計(jì)描述如表3 所示。

表3 各序列的統(tǒng)計(jì)描述

3.相關(guān)分析

我們對中國的M2、產(chǎn)出缺口、CPI、PPI、利率、和美國、日本、歐盟的M2 首先進(jìn)行相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)矩陣如表4 所示。

表4 各序列相關(guān)矩陣

中可以看出，由于進(jìn)行了對數(shù)差分變換，各序列之間的相關(guān)關(guān)系并不十分明顯。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

對各序列進(jìn)行分組格蘭杰因果檢驗(yàn)，為了增強(qiáng)穩(wěn)定性，每個(gè)變量均與DCNM2 進(jìn)行滯后階數(shù)為1—5 的格蘭杰因果檢驗(yàn)，如表5 所示。

表5 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

從表5 中可以看出，即使在不同的滯后期下，中美貨幣供應(yīng)量之間都存在較明顯的互為格蘭杰因果關(guān)系，其余各變量除了在滯后階數(shù)為4 時(shí)貨幣供應(yīng)量為CPI 的格蘭杰原因外，均不存在非常明顯的格蘭杰因果關(guān)系。

5.最小二乘回歸分析

在進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)后，我們還用最簡單的最小二乘法以格蘭杰檢驗(yàn)中變量F 值最高的滯后階數(shù)為解釋變量對中國的M2 進(jìn)行了回歸分析，得出的結(jié)果如表6 所示。

表6 回歸分析結(jié)果

從表6 可以看出，美國的M2、日本的M2和中國的利率的對數(shù)差分序列的一階滯后對中國的M2 解釋的情況十分顯著。我們希望能夠通過一次DLS 檢驗(yàn)對后續(xù)的研究做一個(gè)良好的鋪墊。在各類文獻(xiàn)中，對美國M2和利率對M2 影響的論述頗多，但關(guān)于日本相關(guān)文獻(xiàn)則略少。本文得出的結(jié)論可能會在未來國際貨幣政策博弈研究中引起對日本M2 的重視，這種影響，可能是來自于美國的貨幣政策影響到日本，繼而由日本對中國產(chǎn)生間接影響。也可能是日本本身為了刺激經(jīng)濟(jì)，而對自身的貨幣政策的調(diào)整直接影響到了中國。

根據(jù)王勝和彭鑫瑤［16］對中美兩國定價(jià)方式的假設(shè)，美國為PCP 定價(jià)，中國為LCP 定價(jià)。本文的相關(guān)結(jié)論也支持了理論推導(dǎo)得出的結(jié)論，即采取PCP 定價(jià)方式的國家的貨幣政策對采取LCP 定價(jià)方式的國家的貨幣政策有影響。另外，本文除了得出利率對與貨幣供應(yīng)量有顯著影響的常規(guī)結(jié)論外，還得出了日本的貨幣政策對于中國的貨幣政策也有很強(qiáng)的影響力的結(jié)論。

四、結(jié)論和不足

本文在王勝和彭鑫瑤［16］的基礎(chǔ)上進(jìn)行了全面的經(jīng)驗(yàn)分析，充實(shí)了NOEM 框架下中國貨幣政策分析的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。從國內(nèi)的角度看，驗(yàn)證了利率對于貨幣供應(yīng)量的影響是顯著的;從國際的角度看，檢驗(yàn)了美國和日本的貨幣政策對于中國貨幣政策的顯著影響;從政策建議的角度看，本文的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)論應(yīng)該使政策制定者和政策研究人員提高日本的貨幣政策對中國貨幣政策影響的重視程度，加大相關(guān)研究的力度。在制定政策時(shí)，充分考慮到兩國之間貨幣政策的相互影響，從而使政策能夠發(fā)揮效果，達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。

本文在前人理論模型的基礎(chǔ)上，充實(shí)了NOEM 模型的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。過去中國貨幣政策模型多為封閉模型，NOEM 作為開放條件下的經(jīng)濟(jì)模型來考察貨幣政策也是一個(gè)新的嘗試，未來的研究我們認(rèn)為還可以使用GMM、ML和貝葉斯等方法估計(jì)模型對數(shù)線性化后的中國NOEM 模型的實(shí)際參數(shù)加以檢驗(yàn)、模擬和校準(zhǔn)。

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