论文部分内容阅读
摘要 把经济开放度指标用外资依存度与外贸依存度共同考量，通过修正后的Karras模型，对中国1991年至2009年年度数据进行实证检验表明，经济开放度的提高将在一定时期内提高了我国货币政策的产出效应和价格效应，但长期内这种影响不显著。因此，应运用有效地前瞻性货币政策来利用经济开放这一条件，更好的促进经济发展。
关键词 经济开放度 产出效应 价格效应
中图分类号：F822 文献标识码：A
一、问题的提出与文献综述
随着2001年我国加入WTO以来，我国的经济开放水平基本呈现出不断增长的趋势。我国全方位、多层次的开放格局基本形成。经济的大力开放改变了央行面对的产出-通胀曲线，从而影响货币政策的产出效应和价格效应，通货膨胀外生性也会导致央行控制通货膨胀的难度增加。因此，在现阶段考察我国货币政策的有效性问题有着重要的现实意义。
已有的文献中，多数学者都是基于Karras模型进行研究与分析。Karras（1991）构建了开放经济条件下货币政策产出效应和价格效应的方程，并分析了不同国家的面板数据，发现38个国家的面板数据中有8个国家的开放性和货币政策对产出增长呈负相关关系，对通胀的影响呈正相关关系。此后，多篇文献运用Karras提出的模型检验经济开放度与货币政策有效性之间的关系。
国内学者结合本国实际，修改了Karras模型。斐平（2006）在剔除石油价格之后，利用1985—2004年的交叉数据进行检验，结果表明经济开放度的提高，减弱了中国货币政策的产出效应和价格效应。黄武俊（2010）使用贸易开放度和金融开放度度量经济开放度，在剔除石油价格变量的同时，通过对1992—2009年数据进行检验，认为经济开放度的提高减弱了货币政策的产出效应，但加强了价格效应。
本文用外贸依存度和外资依存度共同衡量经济开放度，加入财政支出和汇率因素。鉴于2001年中国加入WTO后经济开放度大幅上升，以及2005年汇改增大了汇率弹性，笔者加入了两个虚拟变量加以考虑，力求有所突破。
二、实证模型与数据处理
（一）模型设定。
本文对经济开放度与货币政策有效性关系的研究，基于Karras（1999）建立的產出增长率和通货膨胀率模型：
（1）
（2）
其中，j代表第j个国家，t代表第t期，△y是产出增长率，△m是货币供给增长率，△p是通货膨胀率，△OIL是石油的实际价格增长率，表示供给冲击，、是待估系数，和分别表示第j个国家第t期的产出冲击和通货冲击，i、Q、R、S分别为各自的最大滞后期数。为了考察经济开放度对货币政策效果的影响，Karras（1999）将（1）式和（2）式中的货币供给系数表示为： （3）
（4）
其中，、为待估参数，OPENj,t代表国家j在t时期的经济开放度。
结合中国实际情况，本文不考虑石油价格因素。考虑到政府支出在我国宏观调控中的重要性，在产出模型中加入政府支出GOV的同比增长率这一变量。用GDP的同比增长率表示产出增长率△y，同时以货币供应量M2的同比增长率代表△m，在价格模型中加入汇率E（直接标价法）因素，物价水平增长率△p用CPI衡量。为了更符合中国实际国情，本文也加入了代表2001年加入世贸和2005年汇改这两大事件的虚拟变量D2001和D2005，修改后的模型为：
（5）
（6）
其中，D2001=0,（1995至2001）；1，（2002至2010）。D2005=0，（1995至2004）；1（2005至2010）。（5）式为修改后的产出模型，（6）式为修改后的价格模型。
（二）样本选择及指标设计。
关于经济开放程度的度量，涉及许多方面的指标，这里笔者借鉴杨丹萍、张翼（2011）的做法，用外贸依存度与外资依存度之和代表经济开放度。计算公式为：
经济开放度=外贸依存度+外资依存度=（进出口总额+实际利用外资额）/GDP*100%，具体做法是将进出口的年度数据（以美元表示）按当年汇率平均价，折合成人民币后再计算（表1）。
同时，本文选取了1991年至2009年相关年度数据，模型中的GDP年度数据，财政支出年度数据和汇率（年平均价），CPI年度数据均来自历年《中国统计年鉴》。
（三）计量分析。
由于时间序列数据构建回归模型容易出现“伪回归”现象，使结果不可信，因此在正式计量分析之前我们需要对各序列进行平稳性检验。在此，首先采用Eviews5.0软件对各变量进行ADF单位根检验。检验结果表明各变量在10%的置信水平下均为平稳序列，这就避免了“伪回归”问题。
在滞后阶数的确定上，可利用SC施瓦茨准则结合拟合优度来判断选择。根据计算结果，选取Q= 2，R=2，S=1。对（7）、（8）两式进行回归，回归结果见表2。
表2显示，各方程的拟合度良好，D.W统计值和F统计都通过了显著性检验。方程（7）与方程（8）回归结果显示：第一，M2增长率的系数与其滞后一期的系数相反，且滞后一期的系数为正值，一方面这表明长期内货币供应对产出有正面影响，这种滞后性与我国实践是吻合的。但是另一方面，长期货币供应对物价水平的影响是微弱的，但是也具有一定的推动作用。
第二，当期财政支出对当期产出的影响不是很显著，但其滞后期对当前产出的影响显著，但是影响却相反。产生这种现象的原因可能是因为存在“时滞”，政府当期的政策没有立即作用于产出。同时，又因为存在“挤出效应”，政府支出会对产出产生不利影响。这种情况直到滞后二期才扭转。
第三，汇率水平的当前、滞后一期对价格有显著的影响，且系数为正。说明人民币的升值会导致国内物价水平的上涨。由于人民币的升值预期，导致短期内大量热钱流入中国，市场无法克服这种过剩的货币流动性，最终导致国内物价水平的上涨。
第四，经济开放度和货币供给的交叉乘数项在当期对产出与物价水平的影响都是显著的，这种影响是正向的。说明经济开放度的增加对货币政策导致的两种效应都具有推动作用。但是长期内，经济开放度的提高对价格效应影响不是非常显著。
最后，对加入的两个虚拟变量D2001和D2005的检验中可以看到，加入WTO对于货币政策的产出效应有正向的影响，但是对物价水平却产生了负面影响。可能的解释是2005年的汇改后，由于人民币升值导致出口的减少，也导致国内企业生产成本增加，最终消弱了产出。但汇改对价格效应基本是无影响的。
三、结论
基于以上分析，本文认为应该进一步加大对外开放的力度，推进人民币汇率的改革，汇改对产出效应的消弱在很大程度上是由于改革的不完全，人民币汇率的波动没有完全按照市场规律运作，长期内这必将影响我国货币政策的有效性。因此形成健康完善的人民币汇率形成机制是不容忽视的问题；积极地货币政策在推动产出效应的同时也提高了物价水平，但货币政策的目标应确立为稳定物价。
（作者：南京财经大学国际经贸学院国际贸易学硕士研究生）
参考文献：
[1]黄俊郎. 开放经济下中国货币政策效果实证研究. 经济评论, 2010, (4) .
[2]斐平.熊鹏,朱永利. 经济开放度对中国货币政策有效性的影响：基于1985-2004年交叉数据的分析. 世界经济, 2006,（5）.
[3]陈柏福. 我国经济开发度的波动及其国际比较. 统计与决策, 2008,（4）.
[4]杨丹萍,张翼. 经济开放度对经济增长的影响分析：基于浙江省1992—2009年数据的实证检验. 国际贸易问题, 2011,（6）.
[5]谢平,廖强. 当代西方货币政策有效性理论述评. 金融研究, 1998, (4)
[6]陈昭. 内生货币供给理论速评. 经济评论, 2005, (4)
关键词 经济开放度 产出效应 价格效应
中图分类号：F822 文献标识码：A
一、问题的提出与文献综述
随着2001年我国加入WTO以来，我国的经济开放水平基本呈现出不断增长的趋势。我国全方位、多层次的开放格局基本形成。经济的大力开放改变了央行面对的产出-通胀曲线，从而影响货币政策的产出效应和价格效应，通货膨胀外生性也会导致央行控制通货膨胀的难度增加。因此，在现阶段考察我国货币政策的有效性问题有着重要的现实意义。
已有的文献中，多数学者都是基于Karras模型进行研究与分析。Karras（1991）构建了开放经济条件下货币政策产出效应和价格效应的方程，并分析了不同国家的面板数据，发现38个国家的面板数据中有8个国家的开放性和货币政策对产出增长呈负相关关系，对通胀的影响呈正相关关系。此后，多篇文献运用Karras提出的模型检验经济开放度与货币政策有效性之间的关系。
国内学者结合本国实际，修改了Karras模型。斐平（2006）在剔除石油价格之后，利用1985—2004年的交叉数据进行检验，结果表明经济开放度的提高，减弱了中国货币政策的产出效应和价格效应。黄武俊（2010）使用贸易开放度和金融开放度度量经济开放度，在剔除石油价格变量的同时，通过对1992—2009年数据进行检验，认为经济开放度的提高减弱了货币政策的产出效应，但加强了价格效应。
本文用外贸依存度和外资依存度共同衡量经济开放度，加入财政支出和汇率因素。鉴于2001年中国加入WTO后经济开放度大幅上升，以及2005年汇改增大了汇率弹性，笔者加入了两个虚拟变量加以考虑，力求有所突破。
二、实证模型与数据处理
（一）模型设定。
本文对经济开放度与货币政策有效性关系的研究，基于Karras（1999）建立的產出增长率和通货膨胀率模型：
（1）
（2）
其中，j代表第j个国家，t代表第t期，△y是产出增长率，△m是货币供给增长率，△p是通货膨胀率，△OIL是石油的实际价格增长率，表示供给冲击，、是待估系数，和分别表示第j个国家第t期的产出冲击和通货冲击，i、Q、R、S分别为各自的最大滞后期数。为了考察经济开放度对货币政策效果的影响，Karras（1999）将（1）式和（2）式中的货币供给系数表示为： （3）
（4）
其中，、为待估参数，OPENj,t代表国家j在t时期的经济开放度。
结合中国实际情况，本文不考虑石油价格因素。考虑到政府支出在我国宏观调控中的重要性，在产出模型中加入政府支出GOV的同比增长率这一变量。用GDP的同比增长率表示产出增长率△y，同时以货币供应量M2的同比增长率代表△m，在价格模型中加入汇率E（直接标价法）因素，物价水平增长率△p用CPI衡量。为了更符合中国实际国情，本文也加入了代表2001年加入世贸和2005年汇改这两大事件的虚拟变量D2001和D2005，修改后的模型为：
（5）
（6）
其中，D2001=0,（1995至2001）；1，（2002至2010）。D2005=0，（1995至2004）；1（2005至2010）。（5）式为修改后的产出模型，（6）式为修改后的价格模型。
（二）样本选择及指标设计。
关于经济开放程度的度量，涉及许多方面的指标，这里笔者借鉴杨丹萍、张翼（2011）的做法，用外贸依存度与外资依存度之和代表经济开放度。计算公式为：
经济开放度=外贸依存度+外资依存度=（进出口总额+实际利用外资额）/GDP*100%，具体做法是将进出口的年度数据（以美元表示）按当年汇率平均价，折合成人民币后再计算（表1）。
同时，本文选取了1991年至2009年相关年度数据，模型中的GDP年度数据，财政支出年度数据和汇率（年平均价），CPI年度数据均来自历年《中国统计年鉴》。
（三）计量分析。
由于时间序列数据构建回归模型容易出现“伪回归”现象，使结果不可信，因此在正式计量分析之前我们需要对各序列进行平稳性检验。在此，首先采用Eviews5.0软件对各变量进行ADF单位根检验。检验结果表明各变量在10%的置信水平下均为平稳序列，这就避免了“伪回归”问题。
在滞后阶数的确定上，可利用SC施瓦茨准则结合拟合优度来判断选择。根据计算结果，选取Q= 2，R=2，S=1。对（7）、（8）两式进行回归，回归结果见表2。
表2显示，各方程的拟合度良好，D.W统计值和F统计都通过了显著性检验。方程（7）与方程（8）回归结果显示：第一，M2增长率的系数与其滞后一期的系数相反，且滞后一期的系数为正值，一方面这表明长期内货币供应对产出有正面影响，这种滞后性与我国实践是吻合的。但是另一方面，长期货币供应对物价水平的影响是微弱的，但是也具有一定的推动作用。
第二，当期财政支出对当期产出的影响不是很显著，但其滞后期对当前产出的影响显著，但是影响却相反。产生这种现象的原因可能是因为存在“时滞”，政府当期的政策没有立即作用于产出。同时，又因为存在“挤出效应”，政府支出会对产出产生不利影响。这种情况直到滞后二期才扭转。
第三，汇率水平的当前、滞后一期对价格有显著的影响，且系数为正。说明人民币的升值会导致国内物价水平的上涨。由于人民币的升值预期，导致短期内大量热钱流入中国，市场无法克服这种过剩的货币流动性，最终导致国内物价水平的上涨。
第四，经济开放度和货币供给的交叉乘数项在当期对产出与物价水平的影响都是显著的，这种影响是正向的。说明经济开放度的增加对货币政策导致的两种效应都具有推动作用。但是长期内，经济开放度的提高对价格效应影响不是非常显著。
最后，对加入的两个虚拟变量D2001和D2005的检验中可以看到，加入WTO对于货币政策的产出效应有正向的影响，但是对物价水平却产生了负面影响。可能的解释是2005年的汇改后，由于人民币升值导致出口的减少，也导致国内企业生产成本增加，最终消弱了产出。但汇改对价格效应基本是无影响的。
三、结论
基于以上分析，本文认为应该进一步加大对外开放的力度，推进人民币汇率的改革，汇改对产出效应的消弱在很大程度上是由于改革的不完全，人民币汇率的波动没有完全按照市场规律运作，长期内这必将影响我国货币政策的有效性。因此形成健康完善的人民币汇率形成机制是不容忽视的问题；积极地货币政策在推动产出效应的同时也提高了物价水平，但货币政策的目标应确立为稳定物价。
（作者：南京财经大学国际经贸学院国际贸易学硕士研究生）
参考文献：
[1]黄俊郎. 开放经济下中国货币政策效果实证研究. 经济评论, 2010, (4) .
[2]斐平.熊鹏,朱永利. 经济开放度对中国货币政策有效性的影响：基于1985-2004年交叉数据的分析. 世界经济, 2006,（5）.
[3]陈柏福. 我国经济开发度的波动及其国际比较. 统计与决策, 2008,（4）.
[4]杨丹萍,张翼. 经济开放度对经济增长的影响分析：基于浙江省1992—2009年数据的实证检验. 国际贸易问题, 2011,（6）.
[5]谢平,廖强. 当代西方货币政策有效性理论述评. 金融研究, 1998, (4)
[6]陈昭. 内生货币供给理论速评. 经济评论, 2005, (4)