宏觀審慎監管的國際合作能增加福利嗎？

劉曉宇 陳曉莉

摘?要

基于Kara（2016）構建投資和消費兩部門均衡模型，分析宏觀審慎監管國際合作及非合作對金融穩定及福利的不同影響。根據中國數據的模擬結果表明：（1）中國參與宏觀審慎監管國際合作有助于控制國內投資過度，有利于國內金融穩定;（2）中國與投資收益率和消費率相近的國家進行宏觀審慎監管合作能同時提升兩國福利;（3）中國與高投資收益率和消費率的國家合作能提升中國福利，但兩國相差過大時會使國外產生福利損失;（4）中國與低投資收益率和消費率的國家合作能提升外國福利，但國外投資收益率和消費率過低時會使中國產生福利損失?；谏鲜鼋Y論提出中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體方案，為中國參與宏觀審慎監管國際合作提供決策依據。

關鍵詞?宏觀審慎監管?國際合作?金融風險傳染?金融外部性?福利分析

一、引言

金融全球化增加了外部沖擊通過跨境資本流動在國際間溢出的可能性，研究表明各國加強宏觀審慎監管政策的協調合作有助于減輕資本流動的不利影響，促進全球金融穩定。宏觀審慎監管政策的國際溢出效應和各國宏觀審慎監管政策之間的相互影響也充分說明了宏觀審慎監管國際協調合作的必要性，但是現有的宏觀審慎監管國際合作方案多是針對G7成員國之間，很少考慮發展中國家，特別是中國的立場。更重要的是，盡管國際貨幣基金組織（IMF）、國際清算銀行（BIS）等國際機構呼吁各國協調使用宏觀審慎監管政策，但幾乎沒有經驗證據表明中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體收益。中國是否有必要參與宏觀審慎監管國際合作？中國參與宏觀審慎監管國際合作對國內金融穩定、經濟運行和國家福利有何影響？中國應當如何參與宏觀審慎監管國際合作？這些問題都值得深入研究，這對于中國參與宏觀審慎監管國際合作和健全宏觀審慎政策框架具有重要意義。除此之外，隨著中國經濟實力迅速上升，需要逐步積累主導國際事務方面的經驗，積極爭取宏觀審慎監管合作中的國際話語權。

本文主要研究中國參與宏觀審慎監管國際合作的收益，具體來說，本文的創新點和主要貢獻如下：第一，在Kara（2016）的基礎上，進一步納入居民消費的影響構建投資和消費兩部門均衡模型，通過理論推導對比兩國進行宏觀審慎監管合作及納什博弈對國家福利的不同影響。相比于Kara（2016），本文選用投資效用和消費效用之和來度量一國福利，從而更準確地評估宏觀審慎監管的國際合作是否能增加國家福利。第二，分兩國對稱、兩國投資收益率非對稱和兩國消費/投資比例非對稱三種情況，通過數值模擬詳細測算不同情況下兩國進行宏觀審慎監管合作對國家金融穩定和福利變化的不同影響。研究發現投資收益率和消費率相近的國家之間進行宏觀審慎監管合作不僅有利于國內金融穩定，還能同時提升兩國福利，證實了何種情況下國家有必要參與宏觀審慎監管的國際合作。第三，本文充分考慮中國投資收益率較高但消費率較低的現實情況，按照中國實際經濟情況量化中國與國外不同國家進行宏觀審慎監管合作收益的具體大小，為現階段中國參與宏觀審慎監管國際合作的預期收益提供實證依據，并據此提出了中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體方案。

二、文獻綜述

（一）宏觀審慎政策國際合作的必要性

現有文獻主要從跨境金融溢出、宏觀審慎政策的國際溢出和各國宏觀審慎政策的相互影響三個方面證實宏觀審慎政策國際合作的必要性。

第一，隨著國際金融市場一體化的發展，外部沖擊更容易通過跨境金融溢出影響一國國內金融穩定，現有大量文獻（Rey，2015;Agénor?&?Pereira?da?Silva，2018;楊子暉和周穎剛，2018）從理論和實證上證明了跨境金融溢出的存在?？缇辰鹑谝绯鍪沟媒鹑陲L險迅速跨境傳播，通過大規模資本流動削弱一國宏觀審慎政策的有效性，而宏觀審慎政策國際合作有助于減輕資本流動的不利影響，維護全球金融穩定。第二，Buch?和?Goldberg（2016）、Avdjiev?等（2016）和Kang?等（2017）等發現宏觀審慎政策的實施還可能會產生國際溢出效應。旨在維護國內金融穩定的宏觀審慎政策卻可能會成為外部沖擊來源，通過跨境信貸對接受國的金融穩定造成負面影響，加劇金融三難困境，國家間的宏觀審慎政策協調可能會幫助減輕金融三難困境。第三，各國宏觀審慎政策的相互影響增加了宏觀審慎政策國際合作的必要。Choi等（2018）從風險傳染角度研究了國外宏觀審慎政策對國內金融穩定的影響，認為高度關聯的國家共同執行宏觀審慎政策有助于遏制銀行業危機蔓延。

（二）宏觀審慎政策國際合作的收益

目前國際上測度宏觀審慎政策國際合作收益的文獻較少，一部分文獻構建銀行局部均衡模型或一般均衡宏觀經濟模型，分析金融外部性存在時宏觀審慎政策國際合作的收益;另一部分文獻構建兩國動態隨機一般均衡（DSGE）模型進行仿真模擬，量化宏觀審慎政策國際合作的收益。

關于第一個方面，Dell?'Ariccia?和Marquez（2006）認為銀行監管的外部性使得各國獨立競爭的監管效率低下，各國協調監管政策能產生帕累托改進。Korinek（2014）指出，如果小國能夠利用審慎的資本管制來應對國內政策產生的外部性，國際合作就沒有必要。Jeanne（2014）比較了小型開放經濟體宏觀審慎政策和資本賬戶管制的福利，研究發現宏觀審慎政策優于資本管制，但兩種政策的國際不協調可能會導致全球“資本戰爭”。Kara（2016）關注的是危機時期產生的金融市場外部性，研究發現兩國建立共同的監管機構來實施監管會改善雙方的福利。關于第二個方面，Agénor?和?Jia（2017）構建兩國貨幣聯盟DSGE模型，定義貨幣政策由統一的中央銀行執行，對比宏觀審慎政策非合作納什均衡與合作均衡的不同福利，仿真模擬結果表明，在不對稱金融沖擊時政策合作使得信貸產出比波動性降低了2%-5%，合作產生正收益。Agénor?等（2018）和Agénor?和?Pereira?da?Silva（2019）構建兩國DSGE模型量化宏觀審慎政策國際合作的收益，研究發現合作收益是顯著的，但收益并不是平均分配到各個國家，外圍國家的收益可能大于核心地區的收益。張瀚文和趙勝民（2020）在兩國DSGE模型框架下考察宏觀審慎政策的國際影響機制，模擬分析結果表明中國參與宏觀審慎政策國際合作有助于抵御外部經濟沖擊。

綜上所述，雖有豐富的文獻證實了宏觀審慎監管政策國際合作的必要性，但具體估計宏觀審慎監管國際合作收益的文獻較少，更是少有文獻考察中國參與宏觀審慎監管國際合作的收益，因此有必要研究中國是否有必要參與宏觀審慎監管國際合作、參與國際合作的收益以及中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體方案。

三、兩國宏觀審慎監管合作模型

本文模型借鑒Kara（2016）銀行拋售資產的銀行業局部均衡模型，在此基礎上進一步納入居民消費的影響綜合考慮一國投資收益和超額消費收益的福利，構建投資和消費兩部門均衡模型來分析兩國進行宏觀審慎監管協調合作的收益。模型包括A國和B國兩個國家，每個國家都包括一單位的金融機構進行投資、一單位的居民進行消費以及一國的金融監管當局制定宏觀審慎監管政策。除此之外，模型還包括一單位全球投資者可以購買兩國金融機構的金融資產，各國金融市場有一定的概率處于好時期，也有一定的概率處于差時期。一國金融市場處于差時期時，金融機構會選擇資產重組拋售部分金融資產，而拋售金融資產會降低全球投資者購買金融資產的價格，因此兩國之間會存在金融風險相互傳染。另外，一國金融市場處于差時期時的居民消費也會低于金融市場處于好時期時的消費。接下來以A國為例，介紹全球及A國各部門的行為選擇，B國的機構設定類似。

（一）全球投資者

全球投資者從兩國金融機構購買x單位金融資產進行生產獲得收益F（x）。參考經典文獻，收益函數一般滿足凹性、彈性與規范性三個基本假設。第一，凹性：F′（x）>0，F″（x）<0。凹性代表全球投資者的資產收益隨著資產遞增，但是邊際收益隨著資產遞減。第二，彈性：εP，x=-（x/P）·（p/x）=-F′（x）/xF″（x）>1。彈性代表全球投資者對金融資本品的需求是有彈性的。Lorenzoni?（2008）?和?Korinek?（2011）說明這一假設可以排除風險傳染模型的多重均衡。第三，規范性：F′（x）F（x）-2F″（x）2≤0。收益函數F（x）為對數凹函數是古諾模型中的經典假設，規范性假設比對數凹函數假設要弱。Kara（2016）說明規范性可以保證博弈模型的均衡解存在且唯一。為直觀展示模型性質且便于下一部分的數值模擬，首先選擇滿足三個假設的特定生產收益函數：F（x）=Aln（a+x），A>0，a>0?進行證明。除此之外，附錄證明對于滿足三個假設的任何生產收益函數，下文推導的均衡投資及福利的所有性質仍然成立。

令P代表全球投資者購買金融資產的資產價格，則全球投資者最大化其收益：

maxx≥0F（x）-Px（1）

求解收益最大化易得：F′（x）=P，代入F（x）=Aln（a+x）可得全球投資者對金融資產的需求函數為：

D（P）=x=F′（P）-1=AP-a（2）

由（2）式，全球投資者的需求函數向下傾斜，金融資產價格越高，全球投資者對金融資產的投資需求越低。

（二）金融機構投資

金融機構的行為分為三個階段描述。在t=0，金融機構（主要為銀行）受到金融監管當局宏觀審慎監管政策

廣義上宏觀審慎監管政策是一種旨在維護金融穩定的政策，狹義的定義側重于各種宏觀審慎工具。本文主要分析廣義上宏觀審慎監管政策實施的總體效果，即宏觀審慎監管控制一國投資及宏觀杠桿的效果。INDEX＼o"S"＼c"2"＼z"2052"的約束，選擇其投資品數量（投資或貸款）I，其預期投資收益率為R（R>1）;在t=1，金融市場存在好時期（概率為p）和差時期（概率為1-p）兩種狀態。在好時期，金融機構不采取行動，保留其投資品。在差時期，金融機構出于對金融風險（金融資產貶值及投資損失）的擔憂，選擇資產重組，保留γ比例的投資品，以價格P賣出（1-γ）比例的資本品獲取收益。在?t=2，假設金融機構為有限責任，則好時期時，金融機構獲得投資凈收益（R-1）I，差時期時獲得投資凈收益max（γR-1）I，0。接下來倒向求解金融機構的投資品數量I、差時期的資本品保留比例γ。

在t=1差時期，金融機構選擇資產重組，保留γ比例資本品以獲得收益RγI，出售（1-γ）比例資本品來獲得收益P（1-γ）I，但需支出資產重組成本cI。因此金融機構在預算約束下最大化其收益：

maxγ≤1：π=RγI+P（1-γ）I-cIs.t. P（1-γ）I-cI≥0（3）

其中，預算約束代表金融機構出售資產的收入需要大于其資產重組成本。資本品價格P應滿足：c≤P≤R，因為資本品價格低于資產重組成本參數，金融機構不會選擇出售金融資產;而資本品價格高于投資收益，金融機構不會選擇投資而是全部出售資產。由（3）式，金融機構收益是資本保留比例γ的增函數，因此在預算約束下，最優資本保留比例γ*為：

γ*=1-cP（4）

在t=0，金融機構在本國宏觀審慎監管的監管下選擇投資來最大化0時刻的預期凈收益：

maxI≥0：Π=p（R-1）I+（1-p）max（Rγ*-1）I，0s.t. I≤L（5）

其中，γ*為金融機構選擇的最優資本保留比例，L代表一國的宏觀審慎監管標準，其越小代表國家更嚴格地控制投資水平及金融風險，即更加緊縮性的宏觀審慎監管政策。由（5）式，由于金融機構有限責任，其預期凈收益隨著投資量的上升而上升，因此金融機構傾向于投資擴張，其最優投資量即為宏觀審慎監管的監管標準：I*=L。

（三）全球金融資產供給與需求均衡

金融機構選擇出售金融資產（1-γ*）I*=cPL，則全球（A國和B國）的金融資產供給S（P）=SA（P）+SB（P）=cP（LA+LB），其中，LA代表A國的宏觀審慎監管水平，LB代表B國的宏觀審慎監管水平。不同于一般的供給函數，金融市場處于差時期時，金融機構的金融資產供給函數向下傾斜，金融資產價格越低，金融資產的供給越高。這很好地刻畫了金融風險傳染的特征：金融風險較高時，金融機構拋售金融資產引起整體金融資產價格下降，而資產價格的下降加劇金融風險，進一步引發更多的金融資產拋售。由全球投資者的行為分析，全球金融資產需求為D（P）=AP-a，市場均衡時，全球金融資產需求等于供給：

D（P）=S（P）（6）

由（6）式可得均衡金融資產價格P*（LA，LB）=A-c（LA+LB）a，則金融機構的資本保留比例γ*（LA，LB）=1-cP*=1-acA-c（LA+LB）。

全球金融資產供給與需求均衡如圖1所示，均衡時，資本品價格P滿足c≤P≤R。當一國放松監管標準（LA或LB增大）時，全球金融資產供給上升，全球均衡狀態由A點移動到B點，導致全球均衡金融資產價格P*下降，因此金融機構的資本保留比例γ*也下降。這表明了金融風險傳染的負外部性，當一國放松監管標準導致較高的投資水平及金融風險積累，若金融市場處于差時期，將導致全球金融資產價格下降，風險傳染到全球其他國家，各國金融機構降低其資本保留比例，選擇拋售金融資產，威脅全球金融穩定。正是這種金融風險傳染的負外部性，才增加了宏觀審慎監管國際合作的必要。

（四）居民消費

消費者在好時期和差時期的消費率不同，假設在好時期消費C-占產出Y的比例高，差時期消費C-占產出Y的比例低。簡化分析不考慮政府支出和凈出口，假設產出等于消費和投資之和，由C=θY，Y=C+I可知，消費為投資的一定的比例：C=θ1-θI=λI，且好時期消費/產出比例（θ）較高，則好時期消費/投資比例?（λ）也較高。因此設定好時期消費C-=λ-I，差時期消費C-=λ-I。

（五）監管當局

1.兩國非合作

運用博弈論來求解兩國非合作時各自的宏觀審慎監管水平。兩國獨立行動時，監管當局選擇本國宏觀審慎監管水平Li（給定國外宏觀審慎監管水平Lj）來最大化本國的福利，福利主要由投資收益和超額消費收益

為便于直觀地展示模型性質和數值模擬，居民消費福利選擇超額消費收益的具體形式度量，除此之外，附錄證明對于其他一般的居民消費效用函數（滿足凹性、彈性）作為居民消費福利，正文推導的所有均衡投資及福利性質均成立。

附錄可聯系作者索取。

兩部分組成。即，

maxLi≥0：wi（LA，LB）=

p（Ri-1）Li+（1-p）Riγ*（LA，LB）-1Li+pλ-iLi+（1-p）λ-iLi-Lii=A，B?（7）

A國福利最大化的一階條件為：

wA（LA，LB）LA=（RA-1）+pλ-A+（1-p）λ-A-1-（1-p）RAac（A-cLB）A-c（LA+LB）2=0（8）

由此可得，A國宏觀審慎監管水平的最優回復函數：

LA*（LB）=A-cLB-σAac（A-cLB）c，其中，σA=（1-p）RA（RA-1）+pλ-A+（1-p）λ-A-1（9）

一階條件的另一解LA（LB）=A-cLB+σAac（A-cLB）c舍去，因為其對應國家福利最小的情況。B國福利最大化問題的一階條件類似，B國最優回復函數：

LB*（LA）=A-cLA-σBac（A-cLA）c，其中σA=（1-p）RB（RB-1）+pλ-B+（1-p）λ-B-1（10）

聯立兩國監管政策的最優回復函數（9）式和（10）式，可得非合作時兩國各自的宏觀審慎監管水平L^A和L^B。

2.兩國合作

兩國選擇宏觀審慎監管協調合作時，共同選擇統一的宏觀審慎監管水平L來最大化兩國的加權福利（每個國家的權重各為0.5），即，

maxL≥0：W（L，L）=0.5wA（L，L）+0.5wB（L，L）（11）

此福利最大化問題的一階條件為：

W（L，L）L=RA+p?λ-A+（1-p）λ-A+RB+p?λ-B+（1-p）λ-B-4

-（1-p）（RA+RB）acLA-2cL2=0（12）

由此可得，合作時，兩國的宏觀審慎監管水平L～A=L～B=L～：

L～=A-ρacA2c，其中ρ=（1-p）（RA+RB）RA+p?λ-A+（1-p）λ-A+RB+p?λ-B+（1-p）λ-B-4（13）

四、兩國合作和非合作的均衡投資及福利分析

（一）兩國對稱

兩國對稱模型主要有以下四點性質。

1.兩國非合作時，國家的最優監管政策回復函數L*A（LB）和L*B（LA）向下傾斜，且存在唯一的博弈納什均衡投資L^A=L^B。

由兩國最優政策回復函數易得：L*A（LB）LB<0，L*B（LA）LA<0，因此最優政策回復函數LA（LB）和LB（LA）向下傾斜。如果A國監管當局收緊監管標準，降低其金融機構的投資水平，t=1差時期不良資產就會較少，可以實現更高的金融資產價格，由（4）式，金融機構保留金融資產的比例越高，增加投資的邊際回報，則B國最優選擇一個更高的投資水平上限（即B國監管當局放松監管標準）。由于兩國的最優政策回復函數向下傾斜，并且納什均衡時兩國投資相等，因此存在唯一的博弈納什均衡投資L^A=L^B。

2.兩國非合作時，納什均衡投資L^A=L^B隨著投資收益率R、金融市場好時期概率p和消費/投資比例λ的增大而增大。

當兩國對稱（各參數相同）時，由兩國最優監管政策回復函數可得納什均衡投資L^A=L^B=4A-σac-8σAac+（σac）28c，接下來分析L^A=L^B的增減性。

一般情況下消費/投資比例不超過2，因此：σR=（1-p）（p?λ-+（1-p）λ--2）（R-1）+p?λ-+（1-p）λ--12<0，又由L^σ=18c-ac-8Aac+2σ（ac）228Aσac+（σac）2<0，因此：

L^R=L^σ·σR>0（14）

同樣地，由σp=-R（R-1）+p?λ-+（1-p）λ--1-（1-p）R（λ--λ-）（R-1）+p?λ-+（1-p）λ--12<0可知：

L^p=L^σ·σp>0（15）

同樣地，由σλ-=-p（1-p）R（R-1）+p?λ-+（1-p）λ--12<0，σλ-<0可知：

L^λ-=L^σ·σλ->0，L^λ-=L^σ·σλ->0（16）

綜上，納什均衡投資L^A=L^B隨著投資收益率R、金融市場好時期概率p和消費/投資比例λ的增大而增大。顯然，投資收益率及好時期概率越高，國家投資獲取的收益越多，因此更加偏好于高投資水平。另外，消費/投資比例越高，國家從超額消費中獲取的福利越高，因此更加偏好于高消費及高投資水平。

3.兩國合作時的均衡投資水平L～A=L～B=L～低于兩國非合作時的均衡投資水平L^A=L^B=L^。對稱的兩國進行宏觀審慎監管合作可以控制全球投資過度，減輕金融風險傳染，有利于全球金融穩定。

當兩國對稱時，由上面分析：L^=4A-σac-8σAac+（σac）28c，L～=A-ρacA2c。接下來倒推證明L～0。

首先，需證明L^-L～=4σAac-σac-8σAac+（σac）28c>0，則需要證明：

4σAac>σac+8σAac+（σac）2（17）

上式兩邊平方整理不等式可得2σac4A-σac-8σAac+（σac）2>0，再由L^>0可知

4A-σac-8σAac+（σac）2>0顯然成立，因此L^-L～>0成立。

兩國合作時的均衡投資水平低于兩國非合作時的均衡投資水平說明，存在拋售金融資產的系統性金融風險時，兩國非合作的宏觀審慎監管標準相比于合作的宏觀審慎監管標準是低效率的寬松。兩國參與宏觀審慎監管合作時選擇最大化兩國總福利，可以將減價拋售金融資產的金融外部性內部化，緩解金融市場困難時期的金融風險傳染，因此對稱的兩國進行宏觀審慎監管合作可以控制全球投資及信貸過大，減輕金融風險傳染，有利于全球金融穩定。

4.對稱兩國福利水平相同，且兩國合作的福利w（L～，L～）高于非合作福利w（L^，L^）。對稱的兩國進行宏觀審慎監管合作不僅有利于全球金融穩定，也能提升兩國的福利水平。

合作均衡投資水平的定義等同于最大化兩國福利之和，即，

wA（L～，L～）+wB（L～，L～）>wA（L^，L^）+wB（L^，L^）（18）

又因為兩國對稱時，wA（L～，L～）=wB（L～，L～），wA（L^，L^）=wB（L^，L^），因此w（L～，L～）>w（L^，L^）。

當兩國非合作獨立行動時，忽略了本國投資水平提高對對方國家福利的負面影響，使得兩國的邊際總成本高于邊際總收益。而兩國合作時可以共同選擇邊際總成本等于邊際總收益的總投資水平，提升兩國的整體福利水平。因此，對稱的兩國進行宏觀審慎監管合作不僅有利于全球金融穩定，也能提升兩國的福利水平。

（二）兩國投資收益率非對稱

投資收益率非對稱模型主要有以下四點性質。

1.當兩國非合作時，若投資收益率RA>RB，則納什均衡投資L^A>L^B，反之亦然。

當投資收益率RA>RB，由σR<0可知：σA>σB。再由兩國非合作時的宏觀審慎監管政策最優回復函數：

L*A（LB）=A-cLB-σAac（A-cLB）c

L*B（LA）=A-cLA-σBac（A-cLA）c（19）

結合L^σ<0易得，?L^A>L^B，即投資收益率高的國家會有更高的納什均衡投資。顯然，一國投資收益率越高，國家投資獲取的收益越多，因此更加偏好于高投資水平。

2.不存在合作均衡投資L～≥minL^A，L^B，兩國可以接受的統一監管水平滿足L～

考慮L^A>L^B（RA>RB）的情況，用反證法證明L～

dwi（Li*（Lj），Lj）dLj=dwi（Li，Lj）dLjLi=Li*（Lj）<0（20）

首先，當L～=L^B，考慮L^A>L^B，并運用包絡定理可得：

wB（L^B，L^B）>wB（L^A，L^B）（21）

然而由定義可知，wA（L^B，L^B）

其次，當L～>L^B，運用包絡定理可得：

wA（L*A（L～），L～）

然而，由定義可知，wA（L～，L～）L^B使得A國福利低于不合作的情況，因此A國也不會同意這個共同監管水平。

綜上，當L^A>L^B時，L～

3.當投資收益率RA>RB，若存在合作均衡投資水平L～使得A國參與合作的福利高于非合作福利：wA（L～，L～）>wA（L^A，L^B），則一定能使得B國參與合作的福利高于非合作福利：wB（L～，L～）>wB（L^A，L^B），反之亦然。

當投資收益率RA>RB時，根據性質1和2可得L^A>L^B，L～

wA（L^A，L^B）>wA[L*A（L^A），L^A]>wA（L^B，L^A）（23）

因此，若wA（L～，L～）>wA（L^A，L^B），則wA（L～，L～）>wA（L^B，L^A）。經計算：

1RAwA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）=φ（RA）L^B-L～

+（1-p）γ*（L～，L～）L～-γ*（L^B，L^A）L^B

其中，φ（RA）=2-p?λ-+（1-p）λ-RA-p（24）

1RBwB（L～，L～）-wB（L^A，L^B）=φ（RB）L^B-L～

+（1-p）γ*（L～，L～）L～-γ*（L^A，L^B）L^B

其中，φ（RB）=2-p?λ-+（1-p）λ-RB-p（25）

當RA>RB時，φ（RA）<φ（RB）。比較（24）式和（25）式：

1RAwA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）<1RBwB（L～，L～）-wB（L^A，L^B）（26）

又由wA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）>0可得：

wB（L～，L～）-wB（L^A，L^B）>0（27）

這條性質成立意味著，若存在合作均衡投資水平L～使得高投資收益率國家可以獲得合作凈福利（參與合作的福利減去不合作的福利），則一定能使低投資收益率國家獲得合作凈福利。這正與性質2對應，與低投資收益率國家相比，高投資收益率國家的投資水平降低得更多，若此時高收益率國家能獲得合作凈福利，則愿意接受一個共同的監管水平，低收益國家的監管機構也必然會接受。

4.當投資收益率RA>RB時，定義合作均衡投資L～=argmaxL≥0：wA（L，L），兩國投資收益率之差s=RA-RB。對于所有RA，存在一個閾值s*，當s≤s*時，兩國參與合作的福利高于非合作的福利;而當s>s*時，兩國參與合作的福利低于非合作的福利，反之亦然。兩國投資收益率相差較大時，宏觀審慎監管合作至少會使得一國產生福利損失，只有投資收益率相似的國家間才適合進行宏觀審慎監管合作。

因為高投資收益率國家參與合作的投資水平降低得更多，可能產生的合作成本更高，因此，當投資收益率RA>RB時，定義合作均衡投資L～=argmaxL≥0：wA（L，L）。令A國參與宏觀審慎監管合作的合作凈福利ΔwA=wA（L～，L～）-wA（L^A，L^B），則：

ΔwAs=ΔwAL～·L～s+ΔwAL^A·L^As+ΔwAL^B·L^Bs（28）

第一項中 ΔwAL～=wA（L～，L～）L～L～=argmaxL≥0：wA（L，L）=0，第二項中ΔwAL^A=wA（L^A，L^B）L^AL^A=argmaxL≥0：wA（L，L^B）=0，因此經計算：

ΔwAs=ΔwAL^B·L^Bs=（1-p）RAac2L^AA-c（L^A+L^B）2·L^Bs（29）

給定RA，s越大，則RB越小，由性質1可知L^B則越小，因此L^Bs<0，結合（29）式可得：ΔwAs<0，即A國的合作凈福利隨著兩國投資收益率之差的增加而遞減。首先，當s=0（兩國對稱）時，兩國參與合作獲得正的凈福利ΔwA>0。其次，當s足夠大時，RB→0，則L^B→0，由性質2可知L～→0。此時ΔwA=wA（L～，L～）-wA（L^A，L^B）<0。因此存在一個閾值s*，當s≤s*時，A國參與合作的福利高于非合作的福利;而當s>s*時，A國參與合作的福利低于非合作的福利。再結合性質3，若投資高收益率A國可以獲得合作凈福利，B國也必然獲得合作凈福利，因此性質4成立。這意味著，如果兩個國家投資收益率相差較大，兩國合作制定的共同宏觀審慎監管標準會使得高投資收益率國家的福利相比于不合作時下降，這是因為合作的共同監管標準相比于不合作均衡中高投資收益率國家選擇的監管標準過于嚴格。因此，兩國投資收益率相差較大的非對稱情況下，宏觀審慎監管合作至少會使得一國產生福利損失，只有（投資收益率）相似的國家間才適合進行宏觀審慎監管合作。

（三）兩國消費/投資比例非對稱

消費/投資例非對稱模型主要有以下四點性質。

1.兩國非合作時，若消費/投資比例λA>λB，則納什均衡投資L^A>L^B，反之亦然。

與投資收益率非對稱情況類似，當消費/投資率λA>λB時，由σλ<0可知：σA>σB。再結合L^σ<0易得，L^A>L^B，即消費/投資比例高的國家會有更高的納什均衡投資。顯然，消費/投資比例越高，國家從超額消費中獲取的福利越高，因此更加偏好于高投資水平。

2.不存在合作均衡投資L～≥minL^A，L^B，兩國可以接受的統一監管水平滿足L～

此性質證明過程與投資收益率非對稱情況完全相同。消費/投資比例非對稱的兩國進行宏觀審慎監管合作也有利于全球金融穩定。

3.當消費/投資比例λA>λB時，定義合作均衡投資L～=argmaxL≥0：WA（L，L）。若存在合作均衡投資水平L～使得A國參與合作的福利高于非合作福利：WA（L～，L～）>WA（L^A，L^B），則一定存在B國參與合作的福利高于非合作福利：WB（L～，L～）>WB（L^A，L^B），反之亦然。

當消費/投資率λA>λB，根據性質1和2可得L^A>L^B，L～wA（L^B，L^A）。

wA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）=ψ（λA）L^B-L～+（1-p）Rγ*（L～，L～）L～-γ*（L^B，L^A）L^B

其中，ψ（λA）=2-pλ-A+（1-p）λ-A-pR（30）

wB（L～，L～）-wB（L^A，L^B）=ψ（λB）L^B-L～+（1-p）Rγ*（L～，L～）L～-γ*（L^A，L^B）L^B

其中，ψ（λB）=2-p?λ-B+（1-p）λ-B-pR（31）

當消費/投資率λA>λB時，ψ（λA）<ψ（λB）。比較（30）和（31）式可得：

wA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）

又由wA（L～，L～）-wA（L^B，L^A）>0可得：

wB（L～，L～）-wB（L^A，L^B）>0（33）

4.定義兩國消費/投資比例之差s=λA-λB，存在一個閾值s*，當s≤s*時，兩國參與合作的福利高于非合作的福利;而當s>s*時，兩國參與合作的福利低于非合作的福利。兩國消費/投資比例相差較大時，宏觀審慎監管合作至少會使得一國產生福利損失，只有消費/投資比例相似的國家間才適合進行宏觀審慎監管合作。

證明過程與投資收益率非對稱情況類似。在兩國消費/投資比例相差較大的非對稱情況下，宏觀審慎監管合作至少會使得一國產生福利損失，只有消費/投資比例相似的國家間才適合進行宏觀審慎監管合作。

五、中國參與宏觀審慎監管合作收益的數值模擬

兩國的投資和消費兩部門均衡模型中，A國選取中國來分析中國與世界其他國家進行宏觀審慎監管國際協調的收益。數值模擬中A國的基準參數主要按照中國的實際經濟數據選取，具體的選取數值及選取標準如下：第一，投資收益率R=1.15。參考經典文獻

王春云和王亞菲（2019）運用數字化資本回報率的測度方法測算1992-2017年中國資本回報率，發現中國資本回報率在8.06%到23.67%之間波動，平均資本回報率約為15.65%;劉仁和等（2018）基于q?理論結合中國1978-2014年的宏觀總量數據測算國內的資本回報率，按照Bai方法計算的平均資本回報率為20.79%，扣除調整成本后為7.95%;白重恩和張瓊（2014）估計了1978-2013年中國的總體資本回報率，發現整體呈現下降趨勢，金融危機后平均資本回報率約為17.49%。綜合考慮選取中國的投資回報率為15%，除此之外，也選取其他數值對模擬結果進行穩健性檢驗。第二，金融周期好（差）時期概率p=0.55（1-p=0.45）。選取VIX指數

選取2000年到2019年的季度數據，數據來源于萬德。（恐慌指數）代表全球金融周期，統計樣本時間內VIX指數上升時期（代表風險上升）代表差時期，VIX指數下降時期（代表風險下降）代表好時期，然后分別計算兩者占總時間的比例代表差時期和好時期的概率。第三，好時期的消費/投資比例λ-=1.54;?差時期的消費/投資比例λ-=1.18。選取中國的最終消費率和資本形成率數據

選取2000年到2018年的年度數據，數據來源于中國統計局。計算參數消費/投資比例。統計樣本時期內高于平均值的樣本點對應的消費/投資比例，以此作為好時期的消費/投資比例參數;類似地，計算低于平均值的消費/投資比例作為差時期的參數。第四，資產重組成本c=0.01。通過理論分析發現資產重組成本對兩國投資及福利的性質并未影響，只影響其數值的量級大小，因此簡單選取交易中介成本代表資產重組成本，除此之外，也選取其他數值對模擬結果進行穩健性檢驗。第五，全球投資者收益函數中的參數A=a=1。全球投資者收益函數中的參數A和a也對兩國投資及福利的性質并未影響，只影響其數值的量級大小，因此簡單選取A=a=1。除此之外，也選取其他數值對模擬結果進行穩健性檢驗。

接下來在上部分理論分析的基礎上進行數值模擬，分析兩國合作及非合作兩種情況下的均衡投資及福利。模擬主要分為對稱國家、投資收益率非對稱國家和消費/投資比例非對稱國家三種情況進行分析。

（一）中國與國外對稱

首先分析中國與外國對稱的情況下進行宏觀審慎監管國際協調的收益，具體設置外國（B國）的各參數與中國（A國）的基準參數相同。

1.合作及非合作均衡投資

首先選取基準參數分析兩國合作及非合作均衡投資，除了基準參數，選取其他參數計算合作及非合作均衡投資，計算結果見表1。兩國合作情況下均衡投資水平低于非合作情況，兩國非合作時都傾向于更多的投資擴張，加劇了金融風險積累。而兩國合作可以控制全球投資及信貸過大，有利于全球金融穩定。更換各種參數值的數值模擬中結果穩健。

進一步分析均衡投資的影響因素及性質。圖2依次展示了合作及非合作情況下兩國均衡投資與投資收益率、好時期概率以及消費/投資比例的關系。首先，合作情況下兩國均衡投資始終低于非合作情況下兩國均衡投資，對稱的兩國合作更有利于全球金融穩定，結果穩健。其次，合作及非合作情況下兩國均衡投資都與投資收益率、好時期概率以及消費/投資比例呈正相關關系。顯然，投資收益率及好時期概率越高，國家投資獲取的收益越多，因此更加偏好于高投資水平。另外，消費/投資比例越高，國家從超額消費中獲取的福利越高，因此更加偏好于高消費及高投資水平。

2.合作及非合作福利分析

在基準參數及各穩健性檢驗參數的不同情況下，計算兩國合作及非合作的國家福利，以及合作凈福利（參與合作的福利減去非合作的福利），數值模擬結果見表2。首先，選取基準參數的情況下，兩國福利相同。兩國非合作時福利都為21.176，合作時兩國福利為21.432，合作凈福利為0.256。兩國對稱情況下，相較兩國獨立行動，兩國合作不僅可以控制全球投資過度增長，還可以增進兩國各自的福利。因此，對稱國家之間的監管合作有助于維護全球穩定的同時提高各自國家的福利，兩國監管當局選擇合作時收益更大。其次，更換各種參數進行穩健性檢驗，兩國合作的福利仍大于不合作的福利，兩國可以從合作中獲取凈收益。

（二）中國與國外投資收益率非對稱

1.合作及非合作均衡投資

分析兩國投資收益率非對稱時兩國合作及非合作的均衡投資。A國仍選擇基準參數代表中國，B國投資收益率分別選取高于中國投資收益率（表3）和低于中國投資收益率（表4）兩種情況進行數值模擬。由表3和表4，第一，兩國非合作時，仍是投資收益率高的國家投資水平更高;第二，兩國投資收益率相差不大時，A國和B國合作均衡投資水平都低于兩國不合作的均衡投資水平，合作更有利于全球金融穩定;第三，兩國投資收益率相差較大（如國外投資收益率R=1.20）時，可能會出現合作均衡投資水平高于不合作均衡投資水平的情況，根據理論分析，此時高收益率國家會出現福利損失，兩國難以達到合作共識。接下來的福利分析數值模擬中也會證明這一點。

2.合作及非合作福利分析

對應均衡投資的計算分析，在國外收益率高于中國以及國外收益率低于中國的兩種情況下，分別計算兩國合作及非合作的國家福利，以及合作凈福利（參與合作的福利減去非合作的福利），數值模擬結果見表5和表6。

由表5，當國外投資收益率高于中國時，兩國合作帶給中國的合作凈收益始終為正，而且投資收益率相差越大，中國的合作凈收益越高（0.383至0.860）。但是兩國投資收益率相差越大，國外的合作凈收益越低（0.129至-0.392），甚至出現負收益。當國外的凈收益率約為17.01%（R=1.1701）時，國外的合作凈福利降為0，此時外國失去參與國際監管合作的動機。因此，當國外收益率高于中國2.01%以內時，兩國選擇監管合作來獲取合作的凈福利收益。?由表6可知，當國外投資收益率低于中國時，兩國合作帶給國外的合作凈收益始終為正，而且投資收益率相差越大，外國的合作凈收益越高（0.319至0.576）。但是兩國投資收益率相差越大，中國的合作凈收益越低（0.191至-0.080），甚至出現負收益。當國外的凈收益率約為13.08%（R=1.1308）時，中國的合作凈福利降為0，中國失去參與國際監管合作的動機。因此，當國外收益率低于中國1.92%以內時，兩國選擇監管合作來獲取合作的凈福利收益。綜上，投資收益率低的國家參與監管合作的凈福利獲取一直為正，且收益率相差越大，凈福利獲取越大，但投資收益率高的國家參與監管合作時，收益率相差越大，凈福利獲取越小，當收益率相差超過一定閾值后，其凈福利獲取為負，兩國不會達成監管合作共識。只有在兩國投資收益率相差較小時，兩國才選擇監管合作來提升各自的福利。

（三）中國與國外消費/投資比例非對稱

1.合作及非合作均衡投資

類似地，分析兩國消費/投資比例非對稱時兩國合作及非合作的均衡投資。A國仍選擇基準參數代表中國，為便于分析，設定B國好時期的消費/投資比例不變，差時期的消費/投資比率分別選取高于中國（表7）和低于中國（表8）兩種情況進行數值模擬。由表7和表8可知，首先，兩國非合作時，仍是消費/投資比例高的國家投資水平更高;其次，兩國消費/投資比例相差不大時，A國和B國合作均衡投資水平都低于兩國不合作的均衡投資水平，合作更有利于全球金融穩定。

2.合作及非合作福利分析

對應均衡投資的計算分析，在國外消費/投資比例高于中國以及國外消費/投資比例低于中國的兩種情況下，分別計算兩國合作及非合作的國家福利，以及合作凈福利（參與合作的福利減去非合作的福利），數值模擬結果見表9和表10。

由表9可知，當國外消費/投資比例高于中國時，兩國合作帶給中國的合作凈收益始終為正，而且消費/投資比例相差越大，中國的合作凈收益越高（0.364?至0.782）。但是兩國消費/投資比例相差越大，國外的合作凈收益越低（0.148至-0.290），甚至出現負收益。當國外的差時期消費/投資比例約為1.2036時，國外的合作凈福利降為0，此時外國失去參與國際監管合作的動機。由表10可知，當國外消費/投資比例低于中國時，兩國合作帶給國外的合作凈收益始終為正，而且消費/投資比例相差越大，外國的合作凈收益越高（0.362?至0.775）。但是兩國消費/投資比例相差越大，中國的合作凈收益越低（0.148至-0.296），甚至出現負收益。當國外的消費/投資比例約為1.1565時，中國的合作凈福利降為0，中國失去參與國際監管合作的動機。綜上，消費/投資比例非對稱情況與投資收益率非對稱情況相似，只有在兩國消費/投資比例相差較小時，兩國才選擇監管合作來提升各自的福利。

六、結論與政策建議

（一）結論

本文基于投資和消費兩部門均衡模型分析宏觀審慎監管國際合作對金融穩定及福利的影響，并通過數值模擬量化中國參與宏觀審慎監管國際合作的收益，得出的主要結論如下。

第一，理論模型顯示，宏觀審慎監管國際合作對全球金融穩定起到了重要作用。兩國非合作時，獨立制定宏觀審慎監管標準的納什均衡投資水平都傾向于更多的投資擴張，加劇了各國金融風險積累。而兩國合作可以控制全球投資及信貸過度，有利于全球金融穩定。

第二，對稱（投資收益率和消費率相同）的兩國進行宏觀審慎監管合作不僅有利于國內金融穩定，也能提升兩國的福利水平;當兩國非對稱時，若兩國投資收益率和消費率相差較小，兩國進行宏觀審慎監管國際合作也能同時提升兩國的福利水平。但是當兩國投資收益率和消費率相差較大時，參與合作會使得高投資收益率和消費率國家的福利相比于不合作時下降，只有投資收益率和消費率相似的國家間進行宏觀審慎監管合作才會對兩國都有利。

第三，數值模擬量化中國參與宏觀審慎監管國際合作的收益與理論一致。首先，中國與國外進行宏觀審慎監管合作，相比不合作可以保持嚴格的宏觀審慎監管標準，控制國內投資過度，有利于國內金融穩定;其次，中國與投資收益率和消費率相近的國家進行宏觀審慎監管合作，能同時提升兩國的福利水平，此時宏觀審慎監管國際合作有必要;最后，中國與投資收益率和消費率高于中國的國家進行宏觀審慎監管合作，能提升中國的福利水平，但兩國相差過大時會使得國外產生福利損失。而中國與投資收益率和消費率低于中國的國家進行宏觀審慎監管合作，能提升外國的福利水平，但國外投資收益率和消費率過低時會使得中國產生福利損失。

（二）政策建議

1.?中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體方案

基于理論推導和數值模擬的結論，提出中國參與宏觀審慎監管國際合作的具體方案，為中國參與宏觀審慎監管國際合作提供決策依據。

首先，投資和消費兩部門均衡模型的理論分析表明，兩國獨立制定宏觀審慎監管標準，非合作博弈的結果會引起過度投資擴張和金融風險積累，而各國金融機構之間風險傳染的負外部性加劇了這種投資擴張的負面影響。宏觀審慎監管的國際合作能控制全球過度投資，對全球金融穩定起到了重要作用。因此中國可以積極參與宏觀審慎監管的國際合作，尤其是在金融風險積累及系統性金融風險較高時，更應如此。

其次，中國參與宏觀審慎監管國際合作的數值模擬表明，中國與投資收益率和消費率相近的國家進行宏觀審慎監管合作不僅有利于兩國的金融穩定，還能同時提升兩國的國家福利。因此，中國適合優先選擇經濟情況（投資收益率和消費率）相近的國家進行宏觀審慎監管合作，此時兩國更容易達成合作協議，獲得合作凈收益。

最后，中國與中國經濟情況相差較大的國家商議宏觀審慎監管合作時：一方面，與較低投資收益率和消費率國家合作可能會出現福利損失，此時應仔細評估參與合作的成本與收益，謹慎參與國際合作;另一方面，與較高投資收益率和消費率國家合作中國能獲得合作凈收益，但國外有可能會出現福利損失，此時應加強與國外的溝通與協調、爭取在雙方福利損失最小的情況下達成合作協議。

2.?健全宏觀審慎政策調控框架

基于研究結論提出關于宏觀審慎監管的兩點建議，為中國健全宏觀審慎政策調控框架提供一定的啟示作用。

第一，本文理論分析表明金融風險傳染的負外部性存在時，一國放松監管標準導致較高的投資水平及金融風險積累，若金融市場處于差時期，將導致全球金融資產價格下降、風險傳染到全球其他國家，各國金融機構選擇拋售金融資產，威脅國外及全球的金融穩定。隨著中國金融開放，其不可避免地會受到國外政策沖擊的影響，國外放松宏觀審慎監管標準會通過全球投資影響中國國內的金融穩定。因此中國宏觀審慎政策的制定除了關注國內的系統性金融風險，還應關注國外金融風險的跨境傳染，可以針對中國跨境資本流動和全球投資建立監控指標，加強對跨境資本流動的宏觀審慎監管。

第二，盡管國際清算銀行（BIS）和金融穩定委員會（FSB）等國際機構呼吁各國協調使用宏觀審慎監管政策，但目前宏觀審慎監管國際合作的實際案例較少，對于是否需要政策合作以及如何進行政策合作也尚不明確。本文對中國現實情況的數值模擬表明，中國與經濟情況相近的國家進行宏觀審慎監管合作可以使兩國都獲得正福利收益。因此中國宏觀審慎政策調控框架的構建中，可以加入考慮政策國際合作的部分，明確參與宏觀審慎政策國際合作的時間、合作對象和具體方案。

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（責任編輯：彭琳）