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美国货币政策对中国的溢出效应研究 经济规模视角

发布时间:2022-10-10 11:19
导 论 1
第一节 基本概念和问题界定 1
第二节 选题的背景和意义 2
一、 选题的来源 2
二、 理论意义 3
三、 实践意义 4
第三节 研究内容和结构安排 4
第四节 创新与不足 5
第一章 文献综述 7
第一节 溢出效应理论分析回顾 7
一、 MF模型 7
二、 Hamada 模型 9
三、 新开放经济宏观经济学模型 10
四、 溢出渠道分析 11
第二节 美国货币政策的溢出效应 12
一、 美国货币政策溢出效应实证分析 12
二、 美国货币政策对中国溢出效应的实证分析 13
第三节 货币政策溢出效应的前沿研究:全球金融周期理论 15
一、 全球金融周期理论基本观点 15
二、 运用全球金融周期理论分析溢出效应 16
第四节 总结评价 17
第二章 战后美国货币政策梳理 19
第一节 二战以来美联储的货币政策简要回顾 19
一、第一个阶段:二战后到20世纪六七十年代 20
二、第二个阶段:20世纪六七十年代到20世纪八九十年代 20
三、 第三个阶段:20世纪八九十年代至今 21
第二节 美联储非常规货币政策:以2008年国际金融危机和新冠肺炎疫情为例 23
一、 2008年国际金融危机后的非常规货币政策 23
二、 新冠肺炎疫情后的非常规货币政策 25
第三节 本章小结 26
第三章 特征事实:美国货币政策对中国的溢出效应对比 28
第一节 美国联邦基金利率与中国经济指标的联动 29
一、 美国联邦基金利率的波动分析 29
二、 美国联邦基金利率与中国利率的联动情况 30
三、 美国联邦基金利率与中国GDP增速的联动情况 30
四、 美国联邦基金利率与中国物价指数CPI的联动情况 31
五、 美国联邦基金利率与人民币兑美元汇率的联动情况 32
第二节 分组SVAR分析 33
一、 结构向量自回归 33
二、 变量选择 35
三、 分组设定 36
第三节美国货币政策对中国宏观经济的溢出效应比较 37
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一、 美国货币政策对中国经济增长的溢出效应比较 37
二、 稳健性检验 43
三、 美国货币政策对中国物价水平的溢出效应比较 44
四、 稳健性检验 48
第四节 本章小结 49
第四章:经济体量如何影响溢出效应:理论依据 51
第一节 新开放宏观经济学模型 51
第二节 短期价格刚性下的方程求解 56
第三节基于Redux模型分析经济体量如何影响溢出效应 57
一、 短期溢出效应 57
二、 长期溢出效应 61
第四节 本章小结 62
第五章 两国三部门模型:对称模型和不对称模型的比较 64
第一节 两国三部门基准模型 64
第二节 基准模型中的货币传导机制 66
第三节 基于两国三部门基准模型深入分析溢出效应 67
一、 两国三部门基准模型的溢出效应分析 68
二、 将经济体量作为变量加入到两国三部门基准模型 71
第四节 本章小结 77
第六章 中国经济规模扩张对溢出渠道的影响 78
第一节 构建实证模型的原理 79
第二节 中国经济体量扩大如何影响利率溢出渠道 80
一、 利率渠道实证模型构建、回归结果分析与稳健性检验 80
二、 利率渠道的内生性问题 88
第三节 中国经济体量扩大如何影响汇率溢出渠道 92
一、 汇率渠道实证模型构建、回归结果分析与稳健性检验 92
二、 汇率渠道的内生性问题 98
第四节中美GDP比值对溢出效应具有调节作用的经济解释 100
一、 溢出渠道的经济学解释 100
二、 运用溢出渠道实证结果解释溢出效应的不同 101
三、 经济体量扩大对货币政策溢出效应具有调节作用的可能解释 101
第五节 本章小结 102
第七章 结论和政策涵义 104
第一节 全文结论 104
第二节 政策涵义 105
第三节 未来研究方向 106
参考文献 107
后 记 112
在学期间学术成果情况 114
第一节 基本概念和问题界定
近年来,逆全球化、单边主义、保护主义有所抬头,但是全球化经过几十年发展,已经 把整个世界连接成了一个有机整体。各国之间的经济联系已经非常紧密,货物、货币、资本 等在世界范围内流动,如同一条条河道,把本来作为一个个孤立存在的国家连接成了世界经 济的海洋。
各国之间的经济联系,使得一个国家的宏观经济政策能够经由这种联系而对他国产生影 响,这就是开放宏观经济学意义上的溢出效应。货币政策外溢性是指一国货币政策不仅影响 本国经济状况,还可经由全球资本市场、国际大宗商品市场、国际贸易市场等向国外传递, 从而进一步影响其他国家实体经济、通货膨胀、利率、汇率、债券价格等的效应①。
美国是全球最大经济体,美元是全球主要储备货币,美国的综合国力居于世界首位,这 些因素都决定了美国居于世界经济的主导地位。美国在世界经济体系和金融体系中的核心地 位,决定了美国的宏观经济政策能够对其他经济体产生显著的溢出效应。尤其值得注意的是, 美元是世界货币,是大多数国家的储备货币,也是国际贸易的主要结算货币,因此美国的货 币政策将会对全球经济体产生更为显著的影响。与此同时,中国经济从改革开放以来保持了 长期的增长,经济总量在2021年跨越110万亿人民币大关,并且经济总量占美国的比重已 经达到 77%左右,在第二次世界大战结束至今,人类历史上还没有一个国家的经济总量能 够占到美国的 77%。展望未来,中国仍然保持中高速增长,中美之间的经济规模差距日益 缩小,甚至将来有望超过美国。这样就自然会形成一个中国和美国经济研究者和政策制定者 都需要面对的一个崭新命题:随着中国经济体量不断接近美国,这会如何影响美国货币政策 对中国的溢出效应?
对于溢出效应的研究,一直是世界经济和国际金融的主要议题之一。早在 20 世纪 60 年代,Mundell和Fleming就把凯恩斯理论框架运用于开放宏观经济学,提出了 Mundell—Fleming 模型,并对货币政策产生溢出效应的国际传导机制进行了系统阐释。在此 基础上,Dornbusch在20世纪70年代通过引入理性预期、产品价格粘性、跨境资本流动及 利率与汇率可自由浮动等假设,提出了汇率超调模型°Obstfeld和Rogoff在引入微观基础后, 提出了 Redux 模型,开创了新开放宏观经济学,为研究货币政策的溢出效应提供了基本的 理论模型。Canzoneri、Cumby、Diba等人在此基础上提出了两国三部门基准模型,也为研
①丁一:美国货币政策对我国经济的溢岀效应分析,吉林大学博士学位论文,2016年,第13页。
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究溢出效应提供了重要的理论工具。
简单而言,货币政策的溢出效应取决于货币政策的两种效应,即支出转换效应和收入吸 收效应,支出转换效应体现在,当一国降低利率时,会导致本币贬值从而增加本国的出口和 产出,也在客观上抑制了他国的出口和产出;而收入吸收效应则体现为相反的方向,即当一 国实施扩张型的货币政策,会增加本国居民的收入,从而增加外国商品的进口,从而促进了 外国出口和产出的提升。同时,当前全球金融周期理论兴起,美国货币政策通过驱动全球性 因素而推动全球金融周期,从而对其他国家产生影响。无论哪种理论,货币政策溢出效应对 宏观经济的影响,需要通过一定的溢出渠道和传导机制,这包括汇率、利率、贸易、资本流 动等各个方面。
本文的研究议题包含着一个双层的逻辑结构,在第一层逻辑结构中,分析并且判断美国 货币政策对中国宏观经济的溢出效应,这是一个常规的逻辑,目前也已经有了汗牛充栋的研 究成果。本文的重点在于第二层逻辑结构,即需要把中国的经济体量与美国的相对变化作为 解释变量,来看待中国经济体量不断扩大甚至接近美国对这种溢出效应的影响,即研究中国 经济体量与美国经济体量的相对变化对美国货币政策溢出效应的调节作用。这一层逻辑目前 很少受人关注,但随着中国经济体量不断扩大,这是一个必须要回答的全新学术课题。本文 的创新点和学术贡献就体现在这里。
在这里需要澄清的是两个方面,第一,本文所说的中美经济规模相对大小,以及在后文 理论模型中所说的经济规模相对大小,主要是指以国内生产总值衡量的经济体量,不是指人 口规模、疆域大小等;第二,本文所说的经济体量大或小,或者中国经济规模相对美国从小 到大变化,都指的是经济体量相对大小,反映在指标上就是中国GDP与美国GDP的比值越 来越大,这与经济学里面大国和小国的含义有所不同,一般而言经济学意义上的大国是具有 定价权的国家(price一maker),效果是价格接受者(price—taker),本文并不打算对中国在 定价权意义上是大国还是小国展开验证或论述,而仅仅是把经济体量变大本身作为一个变量 即是中国GDP与美国GDP的比值越来越大,来研究其对美国货币政策对中国溢出效应的调 节作用。
第二节 选题的背景和意义
一、选题的来源
当人类进入21世纪第三个10年,世界经济格局正在发生巨大变化。中国率先控制住新 冠肺炎疫情传播,成为 2020 年唯一正增长的全球主要经济体,这使得中国与美国的经济差 距进一步缩小,甚至有乐观估计认为中国经济体量有望在不远的未来超过美国。总量与规模 的变化有时候会带来一系列意想不到的理论和实践后果。中国的经济体量日益逼近美国甚至
2 在不远的将来超过美国,将会对世界经济格局产生深远影响,也会对我们目前习以为常的认 知和理论产生冲击。对全世界而言,如何认识中国在体量上接近美国所带来的一系列深层影 响,是一个全新而意义重大的学术课题。
历史不会重复自己,但是会押着相似的韵脚。 2020年3月15日,为了应对新冠肺炎疫 情对经济造成的冲击,美联储宣布下调联邦基金利率100个基点至0-0.25%,同时还宣布推 出 7000 亿美元量化宽松计划。12 年前, 2008年美国爆发金融危机之后,美国政府也动用了 前所未有的量化宽松政策以支撑经济复苏。但“萧瑟秋风今又是,换了人间”,美国宽松的 货币政策依旧,但世界格局已较2008年大为不同,尤其是那时候中国经济总量只有美国30% 左右,现在中国经济总量已达美国的77%,同时中国多年对世界经济增长的贡献超过30%。 无论是政策制定者还是学术研究者都自然而然要关心一个问题:在世界百年未有之大变局下 美国货币政策对中国的影响,过去与现在有何不同?中国经济总量扩张如何改变美国货币政 策对中国的溢出效应?
当前,中外学术界关于美国货币政策的传导机制和溢出效应都有不少研究,主要集中于 研究美国货币政策的传导机制和溢出渠道,包括利率渠道、汇率渠道、贸易渠道、投资预期 渠道等,但是很少研究关注一国经济总量变化对溢出效应的影响。现在,中国经济总量不断 接近美国甚至在不远未来超过美国,使得无论是从理论上还是实践上,都要回答中国经济总 量的不断扩大,如何影响美国货币政策对中国的传导机制和溢出效应,甚至随着未来中国经 济总量超过美国,中国将不再只是美国货币政策的单向接受者,中国的货币政策有可能对美 国产生反向影响,对其他国家产生较强的溢出效应。这些问题不只是学术新课题,更关乎未 来中国对美经济政策的制定,关乎世界经济格局的深层调整。因此,这一选题具有创新性的 理论意义和契合时代的实践意义。
二、理论意义
当前,中外学术界关于美国货币政策的溢出效应研究可谓比比皆是,主要集中于研究美 国的货币政策对不同国家产生溢出效应的渠道,主要运用蒙代尔—弗莱明—多恩布什模型和 新开放经济宏观经济学模型,通过利率渠道、汇率渠道、经常账户渠道、投资组合与托宾 Q 效应等,比较收入吸收效应和支出转换效应的大小,从而判断美国货币政策对其他国家产出、 物价、资产价格、资本流动等方面的影响。本文将在以往的基础上,把中国经济体量的不断 扩张作为一个解释变量加入到模型中,进一步完善在开放经济中一国货币政策的传导机制和 溢出效应的研究,其理论价值主要表现在:
(1)从普遍意义上,把经济体量因素作为一个变量加入到研究货币政策溢出效应的理 论模型中,从而为研究经济体量因素对一国货币政策溢出效应具有调节作用奠定理论基础, 从而对现有研究国际货币政策溢出和协调的理论框架进行拓展,完善开放经济条件下各国经 济政策相互影响的理论框架;
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(2) 完善美国货币政策溢出效应的理论研究,通过理论模型和实证研究,观察经济体 量的不同对美国货币政策传导机制和溢出效应的影响;
(3) 完善中国宏观经济的理论研究,通过观察中国经济总量不断扩张带来的一系列宏 观经济影响,打开一扇认识中国经济的崭新认知窗口。
三、实践意义
在国际关系学界,有一个不成文的"60%理论”即当一个国家的GDP达到美国的60% 时,美国就会打压挑战者。这一说法虽然未经严格论证,但确实印证了当前和未来的趋势。 中国当前经济总量达到美国的 77%,而且这一比例有望处于不断上升中,中美之间的摩擦 将会伴随将来中国发展全过程。对中国来说,实现中华民族伟大复兴最大的外部变量就是美 国,如何准确认识美国经济政策对中国的溢出效应并在此基础上设计正确的对美经济政策, 这是未来中国构建新发展格局、处理对外经济关系必须回答的政策议题。就此而言,本文的 实践意义主要表现在:
(1) 准确识别美国货币政策对中国溢出效应的变化,中国在相对较短的时间创造了相 对较大的发展成绩,唯其发展之速、时间之快,很多基于既往经验的认识很难适应形势的快 速变化,中国已经快速成长为可以和美国鼎足而立的经济巨人,这使得美国货币政策对中国 溢出效应的速度、强度、深度、广度、方式、路径都在发生变化,要制定正确的经济政策就 要准确识别这些变化;
(2) 为了应对疫情带来的世纪冲击,美联储实施了超常规宽松的货币政策,同时美国 政府也出台了一系列经济刺激方案,随着疫情的缓解、经济的恢复,美国经济将逐步回归正 轨,目前已经有迹象显示美国的就业市场持续改善,可以预期美联储的超常规货币政策将随 着美国经济的恢复而逐渐退出,货币的闸门将再次收紧。美国的这一系列大动作会对全球经 济和中国经济产生显著的溢出效应,本文准确识别美国货币政策对中国溢出效应的变化,将 为中国如何应对美国的疫情纾困救助计划提供学理基础,尽量使中国在后疫情时代能够享受 美国货币政策的红利,而避免其消极影响。
(3) 中国当前进入到新发展阶段,转向高质量发展,正在构建“以国内大循环为主体, 国内国际双循环相互促进”的新发展格局。通过分析中国经济体量扩大对于美国货币政策对 中国宏观经济溢出效应的调节作用,可以判断中国是否对于外部风险、冲击和扰动更具有韧 性,是否更加具有大国经济以国内大循环为主的特点,从而为构建新发展格局提供某个方面 的理论基础。
第三节 研究内容和结构安排
本文共分为七章,主要内容包括:
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第一章文献综述,包括理论基础和文献综述。这一部分主要梳理货币政策溢出效应的理 论基础、基本模型以及既有研究成果、前沿研究领域,并从参考文献中寻找研究经济体量影 响货币政策溢出效应的线索,既找到以往研究的不足,又找到进一步研究的基础和方法。
第二章主要回顾二战以来美国货币政策的历程,这一部分主要概述美联储自中国加入世 界经济大循环以来主要货币政策历史沿革,重点关注改革开放以来至今的历史梳理,从感性 及整体上把握美国的货币政策脉络及其与中国经济发展的互动。
第三章描述特征事实,将美国联邦基金利率与中国的各项宏观经济指标进行相关性分析 形成一个感性的关联性描述,发现中国经济规模相对美国比较小和不断变大时的异质性因素 同时,运用 SVAR 模型对美国货币政策对中国的溢出效应进行实证分析,主要思路是按照 2011 年(这一年中国经济总量接近于美国的 50%)分成前后两个对照组,这样可以直观地 观察在中国经济体量相对美国较小和逐步接近的两个时期,美国货币政策对中国宏观经济溢 出效应的不同。
第四章为经济总量影响一国货币政策溢出效应构建具有普遍意义的理论模型。这一部分 主要以新开放宏观模型为基础,从理论上推演经济总量对溢出效应的影响,为经济体量如何 影响一国货币政策对另一国的溢出效应提供一个一般性的理论基础。
第五章对两国三部门基准模型进行创造性拓展,将经济体量因素加入其中,使得两国经 济体量对称的基准模型与改进后的不对称模型形成对比,可以从理论上观察经济体量因素如 何影响溢出效应。
第六章通过实证研究识别中国经济总量不断扩张如何影响具体的溢出渠道。这一部分在 第五部分基础上,进一步识别中国经济体量日益接近美国如何影响美国货币政策对中国的溢 出渠道,重点关注利率和汇率等渠道,使用的方法是采用中美GDP比值(衡量了中国和美 国的经济体量相对变化)与美国货币政策变量的交互项办法,通过交互项系数观察中美GDP 比值对溢出效应的调节作用
第七章简要概述本文的研究结论和政策建议。这一部分将在本文前几部分的研究基础上 给出结论和相应的政策建议。
第四节 创新与不足
本文的特色与创新之处主要体现在以下几个方面:
(1) 本文将根据新开放经济宏观经济学模型,从理论上找到经济体量影响溢出效应的 可能路径,从而拓展国际货币政策溢出和协调的相关理论。
(2) 本文将创造性地使用对照组进行SVAR分析并进行对比,创造性地使用交互项的 办法,试图把两国经济总量差距纳入到溢出效应的实证模型中,把溢出效应的大小与两国经 济总量的相对大小联系起来,提供了一个看待货币政策溢出效应的全新视角。
(3) 通过观察中国经济总量不断扩张如何影响美国货币政策对中国的溢出效应,可以
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(4)也许能为后续研究提供一个新的路径,当前研究货币政策的溢出效应,主要把产 出水平当做一个被解释变量,本文也许提供了一个新的研究思路,即两国的产出水平相对大 小,也许也是影响溢出效应的一个来源,这也与既有的研究和人们的感知相契合:小国更容 易受到外界冲击,大体量对外部冲击具有更强的免疫力。
本文的不足之处主要体现在以下几个方面:
(1)在理论研究方面,本文在Redux模型和两国三部门模型的基础上进行了一定程度 的递进式创新,以体现经济体量因素对于国际间货币政策溢出效应的影响,但理论研究还可 以更加深入,理论创新还可以更进一步。
(2)在实证研究方面,本文运用计量方法探讨经济体量因素如何影响美国货币政策对 中国的溢出效应,但是在数据运用和计量方法上还可以更加完善。
(3)本文主要是聚焦于宏观研究,在微观传导机制上还需要作进一步研究;在影响渠 道上,本文根据研究文献主要研究了最基本也是最重要的利率渠道和汇率渠道,对其他溢出 渠道还需要做进一步研究。
第一章 文献综述
马歇尔首次提出了“溢出效应”的概念①,并认为“溢出效应”和经济学中的“外部性” 具有相似的含义,萨缪尔森也持相同的观点。在一个由金融纽带、经贸联系和市场预期等串 联起来的世界经济体系,各国之间相互独立而又彼此依赖,因为主权独立而能单独制定经济 政策,而又因为彼此联系和依赖而能产生外溢,因此一个国家的经济政策也必然会经由各种 传导机制而对他国产生溢出效应。这其中,研究货币政策的国际间溢出效应是一个重要的学 术课题。
从理论分析来看,从上世纪以来,研究货币政策的国际溢出效应经历了几次理论框架的 迭代。基于凯恩斯主义的蒙代尔—弗莱明—多恩布什模型提供了最初的理论模型;而后出现 的新开放经济宏观经济学模型则引入了微观基础、黏性价格和长期变化等因素,从而形成了 更贴近实际的分析框架,也成为目前的主流理论框架;当前,则出现了全球金融周期的研究 框架,即认为中心国家的货币政策能够通过驱动全球金融周期,从而通过全球流动性和国际 间资本流动对各国产生溢出效应。
由于美国居于世界金融体系的中心地位,因此研究美国货币政策的溢出效应就显得尤为 重要。通过梳理相关文献发现,研究美国货币政策溢出效应,主要有两个研究路径,一个是 从理论上进行研究,一个是运用实证和计量的方法进行研究;主要有两个研究取向,一个是 研究美国超常规货币政策的溢出效应,一个是研究美国货币政策正常化的溢出效应。
我们进行文献综述不是简单重复既往研究,而且紧紧围绕本文要研究经济体量因素对于 一国货币政策的溢出效应具有调节作用来展开,从既往研究成果中寻找有助于展开本文研究 议程的线索和资源。
第一节 溢出效应理论分析回顾
—、MF模型
Mundell (1963, 1964)和Fleming (1962)将凯恩斯IS—LM的分框架用于开放经济中, 形成了 Mundell—Fleming模型,用于研究开放经济条件下的货币政策问题②这成为分析开
①Marshall A. “Principles of economics: an introductory volume”, Social science electronic publishing, 1920, 67(1742), p.457.
②R. A. Mundell. “Capital mobility and stabilization policy under fixed and flexible exchange rates”, Canadian Journal of Economics and Political Sciences, Vol. XXIX, no.4, Nov., 1963, p.475~485.
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放经济条件下货币政策溢出效应的理论基础。
一个标准的MF模型,包含两个国家,每个国家生产一种特殊的贸易品,两个国家之间 资本自由流动,MF模型用一系列方程来描述两国宏观经济变量之间的关系,各国的货币市 场均衡、总需求均衡都有各自表述,将两国联系起来的关键是利率平价条件,即在资本自由 流动假设下,本国的利率应等于外国的利率加上汇率的预期贬值率,由此可以把两国一系列 宏观经济变量联系起来,形成一个开放宏观经济模型。因此,可以说,MF模型将两国利差、 汇率变动、资本流动情况、贸易、国际收支和产出水平等纳入模型,主要以凯恩斯主义的 IS—LM曲线为分析工具,为研究浮动和固定两种汇率制度下的一国货币政策的溢出效应提 供了理论框架。
在MF模型中,IS是产品市场均衡曲线,衡量了利率和产出水平,曲线向下倾斜;LM 则是货币市场均衡曲线,衡量了货币需求,曲线向上倾斜;BP曲线则平行于横轴,表示一 国的国际收支,三个曲线的交点即表示一个国家的内外经济均衡。运用MF模型分析一国货 币政策的溢出效应的主要方法,是根据货币政策变化而在坐标轴上相应移动 IS 曲线和 LM 曲线,并对外国的IS*和LM*曲线移动产生相应的影响,最终重新交汇的点即为新的均衡状 态。在浮动汇率下,当本国实行扩张性的货币政策,LM曲线向右移动,这将导致本国利率 下降、产出增加,由于本国收入增加,因此进口也增加,这会带来外国的产出增加,在其货 币供给不变的情况下,外国将有利率上升压力,因此外国的IS*向右移动。接下来,本国货 币贬值,导致出口增加,因而本国 IS 曲线向右移动,外国货币升值导致外国出口下降,因 此外国的IS*向左移动,这样两国就会达到新的均衡状态。在浮动汇率下,本国货币扩张往 往会带来“以邻为壑”效应。在固定汇率下,假设本国实行扩张性的货币政策,则本国具有 资本外流和货币贬值的压力,为了维护固定汇率,这时候本国货币当局必然要动用外汇储备, 以卖出外币而买入本币,这一幅度恰好与货币扩张的比例相同,因此在固定汇率下,货币政 策扩张就是无效的。
Dornbusch (1976)通过引入理性预期、产品价格粘性、跨境资本流动及利率与汇率可 自由浮动等假设对 Mundell一Fleming模型进行了拓展,形成了 Mundell一Fleming一Dornbusch (MFD)模型①。在汇率超调引入到模型后,曲线的移动会因 为汇率的超调向均衡值回归而产生额外的移动,以达到新的均衡。克鲁格曼则在MF模型的 基础上推导出了 DD—AA模型,具体用于分析汇率和产出的关系②。
总之,MF模型以及建立在此基础上的各种演化出来的分析模型,具有非常简洁的分析 形式,能够将复杂的经济逻辑清晰明了地呈现出来,模型所涉及的贸易渠道、汇率渠道、资 本流动渠道等仍然为现在所采用,收入吸收效应和支出转换效应等基本概念到现在仍然被使 用。但也要看到,仅靠曲线移动来判定经济平衡,只能达到感性认识,而难以实现精准的定
①Rudiger Dornbusch. “Expectations and Exchange Rate Dynamics”, The Journal of Political Economy, Vol. 84, No. 6, Dec., 1976, p. 1161~1176.
②[美]保罗・R•克鲁格曼等著:《国际经济学:理论与政策(第十版)》,丁凯等译,中国人民岀版社2017年 版,第 347~373页。
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量分析,同时MF模型还缺乏微观基础,难以进行动态分析。解决这些问题,恰恰为后续的 理论创新留下了空间。
二 \Hamada 模型
从一般意义而言,Hamada模型主要是对宏观经济政策国际协调展开论述,但是国际经 济政策的溢出和协调密不可分。某种意义上,正是因为一国货币政策会对另一国产生溢出效 应,所以才需要进行国际经济政策协调。同时,由于本文研究的核心议题是关注中国经济体 量与美国的比值越来越大如何影响美国货币政策对中国的溢出效应,经济体量的因素是重要 因素,而Hamada模型则首次把经济规模因素引入到模型中,因此对于本文的研究具有重要 启发意义。因此,在文献综述部分需要对Hamada模型进行总结回顾。
Hamada (1976)在《货币相互依赖的战略性分析》一文中①,将博弈论和货币当局的目 标函数引入到模型中,形成了一个国际宏观政策协调的分析框架。Hamada假定,每个国家 的货币当局的决策都是为了使其目标函数最大化,而货币当局为了促进国内经济增长会增加 信贷,如此一来,货币当局就需要在信贷扩张的情况下平衡本国的通货膨胀率和国际收支情 况,二者的平衡即构成了货币当局的目标函数。
Hamada预设了一个具有n个国家的世界体系,并且按照有一个领导者国家而其他国家 都是追随者的假设,计算出了 n国博弈的斯塔伯格解。Hamada模型的最终解非常简洁,也 非常耐人寻味。假设以Wi表示一国货币总需求占世界货币总需求的份额,那么对于一个国 家的货币当局来说,其通货膨胀率和国际储备增长率的边际替代率可以表示为Wi/(1-Wi)。这 个最终解将一国经济在世界经济中占据的比重纳入进去,说明经济体量因素在经济政策国际 溢出和协调中扮演着重要角色。
具体而言,当Wi越大,Wi/(1-Wi )也越大,这意味当一个国家占世界经济的比重越大,那 么其通货膨胀率和国际储备增长率的边际替代率就越高,这意味着经济体量相对大一点的国 家可以通过降低更小的国际储备而达到稳定物价的目的。这一发现具有重要的意义,即在国 家经济规模不对称的情况下,国家经济规模的相对大小会对经济政策溢出和协调带来影响。 正如孙杰(2021)指出的:“事实上,世界经济现实中最重要的,最不可忽视,也是理论逻 辑和模型设定中最应该体现出来的一个重要特征就是各国经济规模的不对称性。对这个不对 称性的理解设计国际关系中的权力问题、领导者和追随者的问题”②
Hamada模型为分析国际宏观经济政策协调作出了开创新的贡献,同时,这一模型也缺 乏微观基础,缺少经济政策的传导机制分析,这也为后续的理论创新留出了空间。
①Koichi Hamada. “A Strategic Analysis of Monetary Interdependence”, Journal of Political Economy, Vol. 84, No. 4, 1976, p. 677~700.
②孙杰:《宏观经济政策国际协调导论》,中国社会科学出版社 2021 年版,第 95 页。
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三、新开放经济宏观经济学模型
Obstfeld和Rogoff (1995)开创性地把垄断竞争和名义价格粘性引入到动态一般均衡分 析中,并建立了分析经济主体的微观基础,被称为新开放经济宏观经济学模型,也被称为 Redux①。
新开放经济宏观经济学模型作出了一系列模型假设,(1)是一个两国模型,并且对两国 人口进行了标准化处理;(2)两国的每个人既是生产者,同时也是消费者;(3)每个人都有 相同的偏好,终身效用函数就和个体消费指数、持有的货币余额以及产出相关,与前两者成 正相关,而与后者呈负相关;(4)国际贸易可以自由发生,同时存在一个世界资本市场,存 在一个共同的世界实际利率,由此可以产生居民的跨期预算约束;(5)在模型中引入名义粘 性价格和不完全竞争。在进行了这一系列假设之后,Redux模型由此使得货币政的溢出效应 分析具有了微观基础,可以分析居民福利水平,也可以分析具体的传导机制,还可以进行跨 期分析,从而辨别短期冲击和长期效应。
每个国家的居民在其生命周期中都会最大化其效用函数,根据效用函数最大化的一阶调 节,可以得到三个解:第一个解是一个标准的欧拉方程,这是居民跨期消费的均衡条件;第 二个解是货币市场均衡,即综合消费对实际货币余额服务的边际替代率等于持有实际余额的 机会成本;第三个解是产品市场均衡,即额外生产一个单位的商品所获得的较高收入的边际 效用等于所需努力的边际负效用。这三个方程解就构成了模型的一个稳态点。接下来,在对 模型取对数进行线性化处理之后,就可以用来分析一国货币政策变化的溢出效应。
一般认为,在价格完全弹性的情况下,货币供应增加,会使得价格同比例增加,因此货 币增加对实体经济并不产生影响。这时候,“货币中性”的假设是成立的。然而,将价格短 期粘性假设之后,经济只能在长期达到稳态,货币冲击会对消费、产出、汇率和贸易条件等 的变化产生永久性的影响。具体而言,当一国实行扩展性的货币政策,由于名义价格短期不 变,因此本国货币贬值,导致本国出口和产出增加,同时这也会压低世界实际利率,从而增 加全球市场的产品需求。从模型的解来看,在受到货币供应的冲击时,对本国来说,(1)消 费和产出增加,但增加的幅度小于货币供应量的增加幅度,这是因为本国居民为了平滑跨时 消费,他们只消费收入增加的一部分,而把另一部分用于储蓄;(2)本国汇率贬值,但贬值 幅度小于货币供应量的增加幅度,这是因为本国汇率贬值在名义价格粘性的情况下还取决于 消费效应;(3)本国贸易条件短期改善,而长期恶化,这是因为随着本国收入水平增加,在 长期来看本国人口将更多消费而更少劳动。对外国来说,(1)消费和产出同时受到两种作用 的叠加,可以推测应该是都有所减少,但是减少的幅度小于外部货币供给冲击的幅度,对产 出来说,外国货币升值将打击出口,但是世界实际利率降低又将扩大世界市场需求,从而有 利于提升产出,对消费来说,外国进口商品将变得更便宜,因此对进口品的消费会增加;(2)
①Maurice Obstfeld, Kenneth Rogoff. “Exchange rate dynamics redux”, NBER Working Paper #4693, April 1994.
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从短期来看贸易条件恶化,长期看贸易条件改善,因为随着外国收入减少,长期将会更多劳 动而更少消费。
Redux模型为分析一国货币政策的溢出效应提供了较为完善的分析框架,既有微观基础, 也有传导机制,同时也包含了较多的溢出渠道。尤其值得注意的是,Redux模型不只有贸易 渠道在发挥作用,实际上包含了一个理论上的先见,即引入了世界实际利率。在这个模型中, 一国实行扩张性货币政策将会降低世界实际利率,这会带来世界资本市场的变化,从而对他 国产生影响。这为当前研究货币政策溢出效应最前沿的全球金融周期理论埋下了伏笔。
四、溢出渠道分析
基于以上理论模型,开放经济条件下货币政策传导机制和溢出效应的研究取得了很多成 果,根据传导渠道的不同,总体可以分为以下几类。
1、 利率渠道
凯恩斯主义认为,货币政策扩张导致实际利率下降,从而降低资本成,引起企业投资支 出和消费者住房及耐用品支出的上升,从而导致总需求和总产出增加。具体到美国货币政策, 由于美国处于全球金融核心地位、美元是全球储备货币,因此美国实行扩张性货币政策,会 降低美国的实际利率,进而降低全球实际利率,从而扩大了全球各国的产品需求,对世界其 他国家的产出水平产生正向作用,这又被称为支出转换效应。
2、 汇率渠道
随着各国之间的经贸往来越来越密切,货币价格也即汇率的变化,也会成为货币政策的 重要传导渠道,汇率变化可以影响一国的进出口和经常账户,从而对一国的宏观经济产生影 响。一般而言,货币政策扩张导致实际利率下降,从而导致本币贬值,这会改善本国的贸易 条件而恶化他国的贸易条件,从而增加本国的贸易盈余和产出水平而降低其他国家的贸易盈 余和产出水平,这又被成为收入吸收效应。正因为此,Mundell等人把一国大规模的货币扩 张政策称为“以邻为壑"(beggar-thy-neighbour)。当然,一国采取固定汇率制度或者浮动汇 率制度,会对汇率传导机制产生不同的影响。
3、 贸易渠道
事实上,马克思早就捕捉到:“过去那种地方的和民族的自给自足和闭关自守状态,被 各民族的各方面的互相往来和各方面的互相依赖所代替了”,“它的商品的低廉价格,是它用 来摧毁一切万里长城、征服野蛮人最顽强的仇外心理的重炮”①。由于资本逐利的本性,必 然会通过贸易而将世界各国连接成一个相互联系的世界市场。经贸联系是世界各国经济联系 在一起的实体纽带,也是世界经济发展至今持续时间最久的纽带。当一国实行扩张性的货币 政策,利率和汇率层面的变化,最终必然需要一个实体的载体而对另一个国家产生溢出效应,
①《马克思恩格斯选集》(第一卷),人民出版社2012年版,第404页。
11 而这个载体的一个重要方面,就是贸易。
4、 资本流动渠道
当美国采取非常规货币政策时,比如说降低联邦基准利率、进行超常规的量化宽松时, 会导致美国实际利率大幅降低,从而推动国际资本短期大量涌入其他国家,尤其是新兴市场 国家,导致这些国家出现短期资本流动的剧烈变化。国际资本流动主要包括 FDI 和购买债 券等方式,国际热钱流动一般以购买债券为主,因此短期资本流动的剧烈变化也会带来全球 债券价格的剧烈变化,从而影响各国的宏观经济波动。在近年来的研究中,由于全球流动性 过剩,短期资本流动渠道越来越受到研究者的重视。
5、 托宾Q渠道
托宾 Q 衡量企业扩张资本的成本,等于企业市值除以资本重置成本,托宾 Q 越大则意 味着新工厂和设备相对于企业的市值来说比较小,企业具有越大的能力进行资本扩张,从而 更有意愿和能力扩大投资。根据凯恩斯主义的观点,当一国实行货币扩张政策,会降低其实 际利率,这会使得债券的收益率低于股票,会使更多社会财富进入股市,从而推高企业估值, 从而更能促进投资和经济增长。
姜波克等(1999 )将之概括为三种传导机制①,一是国内吸收机制,在一国的货币政策 发生改变时,本国的经济状况肯定首当其冲受到影响,然后再通过收入吸收效用和支出转换 效应等具体传导机制影响其他国家;二是资本流动机制,一国经济政策比如货币政策发生变 动时,会改变一国的利率和汇率和经济状况,这都是驱使资本国际流动的重要因素,而国际 件资本流动会对另一国产生影响;三是相对价格机制,就是当一国货币政策发生变化时,本 国的商品价格首先发生改变,从而影响国际件的经贸往来,对本国和他国的贸易条件都带来 影响,然后对他国商品与本国商品的相对价格产生影响。
第二节 美国货币政策的溢出效应
由于美国居于全球货币体系的中心地位,同时美国现在仍然是全球经济体量最大的国家 因此美国货币政策在全球范围内具有先导意义,对全球金融市场具有重要影响,因此运用上 述基础理论研究美国货币政策的溢出效应,一直是学术界的热门话题,也积淀了大量研究成 果。
—\美国货币政策溢出效应实证分析
关于美国货币政策对其西方发达国家的影响,Lastrapes和Koray( 1990)分析了美国和 3 个主要欧洲国家英国、法国和德国之间的冲击传递,发现英国和法国经济成功隔离了美国
① 参见姜波克:《国际金融新编(第二版)》,复旦大学出版社1997年版。
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冲击的影响,但是美国冲击可以充分地解释德国宏观经济的波动①。Kim( 2001)的研究发现, 美国货币政策扩张对G7中非美国国家的产出有正向的溢出效应,其传导途径主要通过世 界资本市场, 美国货币政策扩张降低世界实际利率, 刺激世界总需求②。 Holman 和
Neumann( 2002) 研究了美国和加拿大之间的货币冲击对各项实体经济变量的影响,美国和加 拿大的货币政策对对方国家经济变量都产生了显著影响, 并且相互间的影响程度在量化估 计上几乎是相等的③。Stefano Neri和Andrea Nobili (2010)运用结构化向量自回归模型 (SVAR)研究美国货币政策对欧元区的影响,发现美国货币政策的传导机制主要通过贸易 平衡、全球大宗商品价格、汇率和短期利率等的波动实现,而且对全球大宗商品的影响比其 他渠道更为显著④。
关于美国货币政策对发展中国家的影响,Bartosz Mac'kowiak (2007)美国货币政策对 新兴市场国家的影响,发现美国的货币供给冲击对新兴市场国家的利率和汇率会产生迅速而 显著的影响,并且对新兴市场国家价格水平和产出水平的影响幅度要远超过美国货币政策对 本国的影响,这在一定程度上证明了 “美国打喷嚏,新兴市场国家感冒”的说法⑤。Fabio Canova (2005)研究了美国货币政策对拉丁美洲国家的影响,发现美国货币政策在拉丁美洲 的经济波动中扮演着重要角色,而金融渠道在传导机制中扮演着重要角色⑥。
关于美国货币政策对亚洲高收入国家的影响,Stam et al.(1991)考察了美国货币供应对 日本、欧洲货币体系国家的影响,发现美国货币供应量的增长对比利时、加拿大、英国产出 有较大影响,而对德国、日本、意大利的产出影响较小。 Hutchison 和 Walsh( 1992) 发现 美国货币政策冲击对日本产出有正向的溢出效应,并且这种效应在浮动汇率制下要强于在固 定汇率制下⑦。Shin( 2000)的实证研究表明,美国货币政策扩张对韩国产出有负向的溢出效 应。
二\美国货币政策对中国溢出效应的实证分析
近年来,随着中国日益融入世界经济大循环,美国货币政策对中国的溢出效应也引发了 学术界的广泛关注。
①Lastrapes, W.and Koray, F. “International Transmission of Aggregate Shocks under Fixed and Flexible Exchange Rate Regimes:United Kingdom, France and Germany, 1959 to 1985”, Journal of International Money and Finance,vol.9, 1990, p.402~423.
②Kim Hiang LioW, Wen-Chi Liao, Yuting Huang. “Dynamics of international spillovers and interaction: Evidence from financial market stress and economic policy uncertainty”, Economic modelling ,vol. 68, 2018, p.96~116.
③Holman, J.Neumann, R. “Evidence on the Cross 一 Country Transmission of Monetary Shocks”, APPlied
Economics,vol.34, 2002, p.1837~1857.
④Stefano Neri, Andrea Nobili. “The Transmission of US Monetary Policy to the Euro Area”, International
Finance, vol.13:1, 2010, p.55~78.
⑤Mac'koWiak, B. “External shocks,US monetary Policy and Macroeconomic Fluctuations in Emerging Markets”, Journal of Monetary Economics,vol.54(8), 2006, p.2512~2520.
⑥Canova, F. “Recent Developments in Business Cycle Analysis: the Transmission of US shocks to Latin
America”, Journal of Applied Econometrics, vol.2, 2005, p.229~251.
⑦Hutchison, M. and Walsh, C. “Empirical Evidence on the Insulation Property of Fixed and Flexible Exchange
Rates: the Japanese Experience”, Journal of International Economics, vol.3~4, 1992, p.241~263.
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王胜和邹恒甫(2006)通过分析美日欧盟三个经济体货币政策调整时我国利率水平的变 动情况,美国调整政策时我国的波动最明显,其次是欧盟,最后是日本①。庄佳(2009)运 用 SVAR 模型,研究了美国货币政策的调整对我国经济的影响,在文中主要分析了对我国 汇率、产出水平等方面的影响,分析结果显示存在溢出效应并且在长期中呈上升趋势②。李 增来、梁东黎(2010)运用 SVAR 模型,研究美国货币政策正向冲击对中国经济的动态影 响,发现不论是在短期还是在长期美国货币政策对我国产出均有负效应,且对中国产出的冲 击较大③。谢蓓(2012)运用VAR模型分析出美国货币政策对中国的产出和物价均有一定 的冲击,且主要是通过贸易渠道进行传导④。邢天才、唐国华文利用SVAR等方法对美国货 币政策对中国货币政策溢出效应的实证研究表明,中国的货币政策会受到美国货币政策调整 的影响。结果显示,美国的利率政策变动会引起中国的利率发生同方向的变动,来自美国的 货币政策冲击在两个月后可以解释中国利率变动的10%⑤。杜婕、曹为宇(2020)利用SVAR 模型研究发现,无论是传统还是非传统的货币政策都可能通过汇率和利率渠道对中国实体经 济产生影响,导致净岀口增速、广义货币供给以及利率变化率增加⑥。展凯等(2021)基于 高频识别和反事实分析方法研究后发现,美国货币政策冲击对我国宏观经济的影响及其传导 途径在 2008 年金融危机前后具有显著的不一致性。在金融危机前,美国的货币政策冲击主 要通过汇率渠道对我国通货膨胀与产出产生显著的正向影响;在金融危机后,美国的货币政 策冲击主要通过基础货币渠道对我国的宏观产出与物价产生显著的负向影响⑦。
关于中国货币政策对美国的反向影响,杨子荣、徐奇渊(2018)构建两国 DSGE 模型, 研究发现中美货币政策确实存在双向的溢出效应,但具有不对称性⑧。黄宪等(2016)中国 货币政策的实施对美国的利率和汇率均存在溢出效应, 数量型货币政策工具的溢出效应更 强,价格型货币政策工具的溢出效应相对较弱。另外,美国对华贸易依存度和中国金融开放 度的提高,会影响中国货币政策冲击对美国利率和汇率的净溢出程度⑨。
①王胜、邹恒甫:《开放经济中的泰勒规则——对中国货币政策的检验》, 《统计研究》2006年第3期,第 42~46页。
②庄佳:《美国货币政策对中国产出溢出效应的实证研究》,复旦大学博士论文, 2009年。
③李增来、梁东黎:《美国货币政策对中国经济动态冲击效应研究:基于SVAR模型的一个应用》,《经济与 管理研究》2011 年第3期,第77~83页。
④谢蓓: 《美国货币政策对中国经济的溢出效应研究》, 《四川大学学报》2012年第4期,第132~138页。
⑤邢天才、唐国华: 《美国货币政策对中国货币政策的溢出效应研究》, 《财经问题研究》, 2011年第11期, 第50~55 页。
⑥杜婕、曹为宇:《美国货币政策对中国经济的冲击效应》,《社会科学战线》2020年第8期,第244~250 页。
⑦展凯等: 《美国货币政策调整对中国的溢出效应与传导机制研究》, 《国际经贸探索》 2021年第1期,第 83~98页。
⑧杨子荣、徐奇渊、王书朦:《中美大国货币政策双向溢岀效应比较研究一一基于两国DSGE模型》《国际 金融研究》 2018年第11期,第14~24页。
⑨黄宪、杨子荣:《中国货币政策会冲击到美国货币政策吗——基于效应外溢的视角》,《国际金融研究》, 2016年第1期,第15~27页。
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第三节 货币政策溢出效应的前沿研究:全球金融周期理论
一、全球金融周期理论基本观点
近年来,国际资本流动成为经济学家、政策制定者以及金融界的关注焦点。在 FDI 之 外,短期跨境资本流动越来越频繁,成为影响国际金融体系的重要因素。如果把国际资本流 动相对于全球 GDP 的比重作为衡量指标,这一数字在 1990年为 7.10%, 2008年国际金融 危机前达到50.81%,在金融危机经历了一段停滞期之后, 2017年重新达到13.50%。对于一 个国家来说,国外直接投资可以带来资本存量、先进技术和管理模式,而历次金融危机告诉 人们,短期资本流动则对一个国家的经济发展和金融稳定产生巨大影响。
事实上,正是因为短期资本流动带来全球金融一体化不断加深,国际金融市场正成为一 个不可分割、联系密切、息息相关的整体,影响一个国家货币政策溢出效应的新因素和新机 制不断涌现。这其中,全球金融周期理论是最为前沿的研究成果,为研究一国货币政策的溢 出效应提供了新的理论框架。
关于全球金融周期理论,Rey (2013)的论文《二元悖论而不是三元悖论:全球金融周 期和货币政策独立性》具有开创性意义①。在传统的开放经济分析框架下,国际金融领域往 往存在一个“三元悖论”:在开放经济条件下,一个国家货币政策的独立性、汇率的稳定以 及资本的自由流动这三者不可能同时实现,而最多只能同时满足两个目标,而舍弃另一个目 标。比如说,当一国想要保持汇率稳定而又实行资本自由流动,当资本流入或流出本国出现 变化时,必须相应使用货币手段使得汇率保持稳定,这样本国就失去了货币政策的自主性, 就会随资本流动而起舞。Rey则在这篇论文里提出,三元悖论并不存在,这是因为当资本可 以自由流动时,则无论一国采取何种汇率制度,都不可能将全球金融周期的影响隔绝在外。 因此,自然就不存在可以隔绝外部影响的浮动汇率制度,“三元悖论”自然就变成了“二元 悖论”,即资本自由流动和一国货币政策独立性之间存在取舍关系。
Rey发现,包括股票和企业债券在内的风险资产价格,在全球范围内都存在着一种协同 波动的现象,资本流动同样如此。而资本流动又具有顺周期特性,并且受到全球金融因素的 影响,因此,全球金融周期有可能给一个国家带来过度的资本流入,也可能带来过度的资本 流出,而资本流动的增长又恰恰是危机发生的最好先行指标。由此来看,全球金融周期与资 本流动的激增和缩减、资产价格的繁荣和萧条以及危机有关。这就形成了一幅与传统开放经 济理论不相同的全新景象,即一个拥有强大全球金融周期的世界,其特点是资产价格、资本 流动和杠杆率的大规模共同变动,并遵循全球金融周期的规律,受到一个共同的全球因素的 影响,而全球金融周期的一个重要决定因素就是中心国家的货币政策。在现实世界中,可以
① Rey, H. “Dilemma not Trilemma:The Global Financial Cycle And Monetray Policy Independence”, NBER Working Paper, 2015.
15 这样来理解全球金融周期理论的溢出效应,当美国作为全球金融体系的中心国家发生货币政 策变化时,将通过对资产价格、全球资本流动、杠杆率等的影响而驱动全球金融周期,并由 此对国际金融体系中的其他国家产生溢出效应。
Rey 认为全球风险指数 VIX 是驱动全球金融周期的全球性因素的重要代理变量,他以 一国的股票市场回报、银行部门杠杆率增长、房价上涨等为特征变量为因变量,而以 VIX 作为自变量,并将资本流动与 VIX 形成交互项,共同形成了多元线性回归模型,实证结果 显示在总资本流动、信贷创造和资产价格方面存在着一个强有力的全球金融周期,它与不确 定性 VIX 和风险规避的波动密切相关。而显然全球风险指数又与美国货币政策息息相关。 Rey还通过SVAR模型寻找全球金融周期本身及其传导机制的决定因素,特别关注货币政策 在中心国家的作用、金融中介的杠杆作用、信贷创造和信贷流动。
二、运用全球金融周期理论分析溢出效应
在现实世界,随着新冠肺炎疫情发生后美国开启天量量化宽松模式,全球流动性过剩成 为一个普遍现象。这就带来了资本流动与商品流动的脱离,金融和实体的脱离,Borio(2014) 认为,资金流动和商品流动可以发生背离,当前国际金融体系的问题不再是贸易的不对称流 动,而是资本的无序流动①。Lysandrou (2011)指出,在现代经济,资产证券化使得人们获 得了一种绕过实体经济而获得投资利润的机会,这更加刺激了资产证券化的步伐,也在一定 程度上导致资本流动和商品流动的背离、金融和实体的背离,从而在全球范围内产生了流动 性过剩的问题②。国际金融领域,资本流动和资本账户不平衡的问题受到了更多关注。
由全球流动性过剩的背景,通过全球金融周期来解释一国尤其是美国货币政策溢出效应 获得了很多学者的认可。何知仁、潘英丽(2016)指出:“金融市场可能是传递流动性冲击 的更重要的媒介,频繁反复的跨境流动性可能是理解全球流动性问题的关键”“相比于以贸 易为核心的研究思路,围绕金融市场、资本账户以及跨国资本流动的理论研究是更贴近当下 的真实世界的,亦能更好地解释当前国际金融和经济现象”③。近年来,短期资本的快速流 动引发了新兴市场经济体的异常波动,Forbes和Warnock (2012)将国际资本流动的异常现 象分为资本激增、突然中止、资本外逃和资本收缩等四类④,Ghosh等(2012)研究表明, 触发新兴市场资本流动激增的主要原因是全球推动因素,表现为全球风险厌恶因素⑤。
①Borio, C., “Monetary policy and financial stability: what role in prevention and recovery?”, BIS working paper, 2014,No.440.
②Lysandrou, P., “Global Inequality, Wealth Concentration and the Subprime Crisis: A Marxian Commodity Theory Analysis”, Development and Change, vol.42(1), 2011, pp. 183~208.
③何知仁、潘英丽:《全球流动性的概念、驱动与溢出效应:一个文献评述》,《上海金融》2016 年第 2 期, 第 48~57页。
④Kristin J. Forbes a, Francis E. Warnok. “Capital flow waves: Surges, stops, flight, and retrenchment”. Journal of International Economics, vol.88, 2012, pp. 235~251.
⑤Atish R. Ghosh a, Mahvash S. Qureshi a, Jun Il Kim a, Juan Zalduendo. “Surges.”. Journal of International Economics, vol.92, 2014, pp.266~285.
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事实上,运用全球金融周期理论和全球流动性过剩来解释一国货币政策的溢出效应,已 有不少研究成果。张天顶、李洁(2011)利用33 个国家或地区 1980 年第 1 季度至 2009 年 第四季度相关经济数据, 将全球流动性引入菲利普斯基准模型,以此探讨全球流动性对样 本国家或地区通货膨胀的溢出效应,发现在影响当前全球宏观经济和金融中的因素中,全球 流动性是重要的一个力量。他们还发现,全球流动性扩张对国内的通货膨胀具有较强的解释 力,据此认为全球流动性扩张对于国内通货膨胀具有显著的助推作用①。张会清、王剑(2011) 运用VAR的方法研究了全球流动性对于中国产出水平和物价水平的影响②从贸易渠道来看, 全球流动性提升了全球对中国商品的购买需求,从而对中国的出口形成了拉动作用;从资本 流动渠道来看,全球流动性一方面促进了中国 FDI 的增长,另一方面则推高了大宗商品价 格,从给中国带来了输入型通胀的压力;最后,由于在经常账户和资本账户出现双顺差以及 中国货币当局所采用的汇率政策,中国通过外汇占款渠道被迫扩大货币供给,对国内的产出 水平和物价水平产生了影响。
第四节 总结评价
从已有研究货币政策国际间溢出效应的文献来看,可以发现这样几个共同的特点: 第一,从理论上来说,目前流行的理论框架仍然是基于新开放经济宏观经济学的分析框 架,本文也将在新开放经济宏观经济学模型的基础上进行理论创新,探索将经济规模因素纳 入到溢出效应的理论研究中。
第二,在货币政策传导过程中,一般来说溢出渠道包括利率渠道、汇率渠道、贸易渠道、 资本流动渠道等,而用产出水平和物价水平的变化来衡量溢出效应的大小,本文的研究将会 延续这种方法,即用产出水平和物价水平作为溢出效应大小的代理变量,而在利率、汇率、 贸易、资本流动等中选择相应的渠道。
第三,美国货币政策的溢出效应对其他各国都会产生溢出效应,当前的前沿研究是通过 全球金融周期理论来解释美国货币政策的溢出效应,这将突出利率渠道在溢出效应研究中的 作用,本文也将着重给予关注。
第四,从实证方法上来说,以往的文献主要采用时间序列数据回归和VAR等方法,本 文也将借鉴这些实证方法研究经济规模对溢出效应的调节作用。
同时,结合本文从中美经济规模相对变化影响美国货币政策对中国的溢出效应的角度来 看,目前对于经济体量如何影响溢出效应的研究还不充足,还存在以下不足:
第一,在研究美国货币政策对世界其他国家的溢出效应时,已经把贸易依存度、金融开 放程度、资本管制等制度因素纳入其中,但很少把经济总量扩张作为一个重要的观察视角。
①张天顶、李洁:《全球流动性扩张的通货膨胀效应研究》,《国际金融研究》,2011 年第 3 期,第 18~28页。
②张会清、王剑:《全球流动性冲击对中国经济影响的实证研究》,《金融研究》2011 年第3 期,第 27~41 页。
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在研究美国货币政策对中国的溢出效应时,经济体量作为一个观察视角,尤其显得缺位。
第二,在研究美国货币政策对中国的溢出效应时,很少有文献能够采取一种动态的视角 进行重新评估。随着中国经济体量日益接近美国甚至在不远的未来超越美国,世界经济格局 将随之发生变化,同时宏观体量也会带来很多微观层面的具体变化,需要重新审视美国的货 币政策在中国宏观经济中扮演的角色。
第三,当前研究美国货币政策对中国溢出效应的文献,大多数都采取了实证研究的方法, 实证研究的方法有其长处,但还需要与经济学理论结合起来,才能构成完整的经济学研究。
事实上,在已有的文献中,已经可以看到规模和体量扮演重要角色的线索。如上文所述, Hamada模型揭示了一国经济规模占世界比重对其货币当局目标函数最大化的影响,Hamada 由此在这篇经典的论文中开门见山地提出:“Size matters! ”(规模很重要!)Jiaqian Chen等 (2014)运用因素分析法和面板数据回归发现,对于美国货币政策溢出效应的接受国来说, 经济基本面的好坏可以对冲或放大影响,经济体量和预期增速在其中扮演着重要角色①。 Bartosz Mac'kowiak (2007)也发现,"相比于规模大的发达经济体,新兴市场国家面对外部 冲击时更为脆弱”②。
这些线索都说明,国家的经济体量在国家面对美国货币政策的溢出时扮演着重要角色。 同时,从理论上来讲,如果要研究经济体量如何影响美国货币政策的溢出效应,那么把中国 和美国作为研究对象再合适不过了。原因在于,自美国 19世纪后期成为全球最大经济体以 来的这100多年,人类历史上第一次有一个国家与美国的经济体量如此接近,在各个领域对 美国形成赶超,甚至在不远的将来超过美国成为全球最大经济体。中国的这种特殊性,决定 了如果要把经济体量作为一个解释变量加入到溢出效应的研究中,那么在理论上来说中国提 供了一个独一无二的绝佳选择。
结合以上对文献综述的总结,本文在以往文献的基础上可能可以作出一些边际贡献如下 第一,在理论层面,把经济体量因素作为一个变量加入到研究货币政策溢出效应的理论 模型中,从而为研究经济体量因素对一国货币政策溢出效应具有调节作用寻找理论依据。
第二,在研究方法上,弥补当前研究美国货币政策溢出效应实证多而理论性不足的缺陷, 使用理论推导与实证研究相结合的方法。
第三,在研究路径上,弥补当前研究美国货币政策对中国溢出效应的文献缺少规模视角 的不足,契合中国经济规模不断接近美国的现实,研究中美GDP比值不断变大如何影响美 国货币政策对中国的溢出效应。
①Jiaqian Chen, Tommaso Mancini-Griffoli, and Ratna Sahay. “Spillovers from United States Monetary Policy on Emerging Markets: Different This Time?”, IMF Working Paper, 2014.
②Mac'kowiak, B. “External shocks,US monetary Policy and Macroeconomic Fluctuations in Emerging Markets”, Journal of Monetary Economics,vol.54(8), 2006, p.2512~2520.
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第二章 战后美国货币政策梳理
1913年,美国国会通过《联邦储备法》,标志着美联储正式成立。在银行危机之后成立 的美联储,在一开始就被寄予了稳定金融市场、避免银行恐慌的使命。在100多年的发展历 程中,美联储在美国金融市场和经济发展中扮演的角色越来越重要,发挥的作用越来越大, 影响的范围越来越广。随着美国成为全球的金融中心,美联储货币政策的影响力也从美国溢 出到全世界范围。
美联储成立100多年来,货币政策所使用的最终目标、工具、中介目标等经历了一系列 的演化过程。美联储的宏观调控目标根据美国经济形势发展在动态调整,包括提供富有弹性 的通货、建立有效的银行监管、促进国内稳定发展、保持国际收支平衡、实现就业最大化、 物价稳定和金融体系稳定等方面,所使用的政策工具也在不断演化、创新。这一章将简要回 顾第二次世界大战以来美联储的货币政策历程,同时呈现2008年国际金融危机和 2020年新 冠肺炎疫情两个时期的超常规货币政策。
第一节 二战以来美联储的货币政策简要回顾
美联储是由私有银行成员组成的“中央银行”,相对于美国联邦政府具有相当的独立性。 美联储的理事会成员包括主席、副主席由总统任命、参议院认可,同时美联储也必须接受美 国国会的监督,但美联储的决议无须获得美国总统或者立法机关的批准,同时理事会成员的 任期可以跨越多个总统任期。可以说,美联储具有为美国长期经济繁荣而负责的相对独立性。 按照美联储前主席、国际金融领域著名经济学家伯克南的说法,美联储承担着两项任务,一 是充当“最后贷款人”职能,克服美国的银行业危机;二是避免利率和宏观经济的大幅波动 ①。
美联储由联邦储备管理委员会(也就是通畅所谓理事会,FED)、联邦公开市场委员会 (FOMC)以及地方12家联邦储备银行(FRB)三个部分组成。如上所述,理事会的7名 理事都由总统任命、参议院认可,任期 4年但可以连任。美联储的组成机构中,联邦公开委 员会能够决定基准利率,从而能够决定美国的短期货币政策。联邦公开市场委员会的成员由 联邦储备管理委员会7名理事加上12家地方联邦储备银行的总裁组成,但由于12家地方联 邦储备银行的私有性质,其中只有5名拥有表决权,这样就保证了由美国政府任命的理事会 成员的影响力。
① 转引自王丽:《美联储成立以来美国货币政策演变历程》,《中国外资》2021 年第 11 期,第46~48页。
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货币政策实际上是一个框架和体系,它包括货币政策的最终目标、货币政策工具、中介 目标等等①。二战以来,美联储在制定货币政策过程中所依据的经济学原理、所使用的中介 目标、所采用的政策工具在不断变化,因此美国的货币政策历程,其实反映了经济学理论、 货币金融学理论的发展历程,也反映了经济学理论和经济发展实践之间相互作用的互动过程
一、第一个阶段:二战后到20世纪六七十年代
第二次世界大战以后,美国建立了以美元为世界货币、以美国为中心的国际金融体系, 即布雷顿森林体系。布雷顿森林体系主要包括两个方面的内容,一个是组织和机构的创建, 建立了国际货基金组织和世界银行;另一个是固定汇率制度,美元与黄金挂钩,其他国家的 货币与美元挂钩,从而确立了美元的世界货币地位,标志着美元霸权的开始。
二战后美国面临着严重的失业问题,同时通货膨胀、物价上涨,首要的任务是促进经济 增长和稳定就业。由于罗斯福新政采用了凯恩斯的经济学理论,注重发挥政府在经济发展中 的作用,采用扩张型的财政政策,并取得了实践的成功,因此凯恩斯主义经济学无论是在学 术研究中还是在政策制定中,都居于主导地位。因此,在这个时期的美国宏观经济政策中, 财政政策居于主导地位,货币政策居于从属地位。
20世纪50年代开始,美联储开始逐步从美国财政部独立出来,发挥货币政策的主动权。 这一时期,美联储控制把储备金净额、三个月期的国库券利率和货币总量M1作为中介目标, 来发挥货币政策的作用。同时,受到凯恩斯主义经济学理论的影响,这时美联储主要通过对 名义利率的调控实现货币稳定。总体而言,“这一时期凯恩斯主义者已逐渐认识到货币政策 的作用。但是仍将货币政策看作是财政政策的辅助手段加以运用。”②
这一时期,美联储货币政策的主要特点是以名义利率、货币总量M1为中介目标,在美 国宏观经济政策中处于从属地位。
二、第二个阶段:20世纪六七十年代到20世纪八九十年代
20世纪60年代,肯尼迪政府、约翰逊政府将凯恩斯主义的扩张型财政政策发挥到了极 致,将国家对经济的干预扩展到了美国历史上的空前规模。肯尼迪政府不仅把扩张型财政政 策作为对冲萧条和周期的工具,而且将其视为促进经济持续增长的灵丹妙药。约翰逊上台后 推进“伟大社会”建设,开始在教育、医疗、住房等各个领域加强政府对经济的作用。短期 结果显而易见,美国经济持续扩张,从1961年2月到1969年12月保持了106个月的环比 增长。
①广发期货发展研究中心宏观组:《美国货币政策发展历程》, 2011年8月18日《期货日报》第4版。
②刘怀洲、张存刚:《美国财政与货币政策实践的历史考察及启示》,《甘肃社会科学》2001年第1期,第 46~48页。
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这段时间可以说是凯恩斯主义的黄金时期。但日中则昃、月满则亏,这样一种以通胀为 代价的经济增长终究是不可持续的。到了20世纪70年代,美国经济开始进入“滞胀”时期。 按照经典的菲利普斯曲线,在短期内,通货膨胀率与失业率之间存在短期的权衡。简单理解, 扩张型财政政策可以提高经济增长率,而经济增长本身就会增加就业。但是到了20世纪70 年代,美国经济出现了通货膨胀率和失业率双双高企的局面。同时,美国经济开始出现“双 逆差”的局面,美元与黄金挂钩的机制面临信任危机,直至美国总统尼克松宣布放弃美元与 黄金挂钩,标志着国际固定汇率制度的瓦解。这一时期可以说是美国经济的“至暗时刻”。
由于经济发展实践与凯恩斯主义经济学理论出现背离,美联储如何制定货币政策来应对 当前的困局,既需要经济学理论上的突破,也需要实践上的改弦更张。正是在这样的背景下, 以弗里德曼为代表的货币主义学派开始得到重视。弗里德曼在其名著《美国货币史》中用美 国金融史证明:在1867—1960年的漫长历史时期内,货币供应量之变动与国民收入之间, 始终存在内在一致的逻辑联系①。由此形成了 “单一货币规则”,即货币政策应该把货币供应 量作为唯一重要的中介指标,应该按照平均国民收入的增长率来确定一个合适的货币供应量 的增长率,利率、准备金率等其他指标应该排除在外。
从1979年开始担任美联储主席的沃尔克,开始转向弗里德曼的货币主义。沃尔克信奉 一句名言:央行的使命就是“在聚会正开心的时候收走大酒杯”。1979年,沃尔克接任美联 储主席时,美国的通货膨胀正以两位数的速度增长。沃尔克在几个月之内,就把贴现率从 10%提升到12%,同时把供货供应量作为主要的中介目标,将美国的货币政策转向了“单一 货币规则”。美国的CPI从1979年的11.3%下降到1982年的6.2%,并一路下降到1983年的 3%。同时,美联储根据经济潜在增速、就业市场情况等因素,确定了4%~5%的水平货币供 应量年增长率,比较好地支撑了美国的经济增长。
这一时期,美国经济遭遇“滞涨”,以美元为锚的固定汇率体系瓦解,凯恩斯主义经济 学理论和实践在全球范围内引发反思。在这样的大背景下,美联储指定货币政策所依据的经 济学原理、所追求的目标、所使用的工具,都在根据经济形势的变化而推陈出新。具体而言, 这一时期美联储货币政策的主要特点是以货币供应量为主要中介目标,辅之以利率的调控, 最终目标则是降低通货膨胀,支撑美国经济走出“低增长率,高通胀率,高失业率”的泥潭, 进入增长轨道。
三、第三个阶段:20世纪八九十年代至今
格林斯潘继任美联储主席后,一开始坚持“萧规曹随”,仍然延续了沃尔克的做法。但 是他在实践中逐渐发现,以货币供应量为中介目标很难取得货币政策应有的效果。 1993年, 以格林斯潘在美国国会作证为标志,他尝试放弃执行了十多年之久的以货币主义为基础的货
①【美】弥尔顿•弗里德曼、安娜•J.施瓦茨:《美国货币史》,巴曙松、王劲松等译,巴曙松、牛播坤等校, 北京大学出版社 2016年版
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币政策,转而开始采用“泰勒规则”,以实际利率作为货币政策的主要中介目标。
斯坦福大学教授泰勒提出的“泰勒规则”,为这一时期美联储制定货币政策奠定了学理 基础。“泰勒规则”的主要思想是,把真实利率作为影响通货膨胀和经济增长的关键变量, 当产出超出潜在水平或者自然失业率水平,就要通过调节真实利率使之回归均衡。因此,“泰 勒规则”在真实利率、通货膨胀率、产出缺口等之间建立起严格的数量关系。一个标准的“泰 勒规则”可以表述为下式:
It = nt + r+ h*(nt-nt) + g *(yt- y;) (2.1)
在这个标准的“泰勒规则”表达式中,厶为美联储可以决定的联邦名义基金利率,矶为 预期的通货膨胀率,兀;为目标通货膨胀率,h代表二者之间差值的调整系数,r是实际均衡 率在潜在 GDP 增长率和自然失业率水平的通货膨胀相对率对应的实际均衡联邦基金利率, yt为实际GDP, y;为潜在GDP, g衡量了基本利率对产出缺口的调整系数。在这个表达式中, 如果稍作变换,就可以得到实际利率的表达式:
It-nt = r + h*(nt-n^ + g*(yt-yl) (2.2)
根据费雪公式,联邦名义基准利率减去预期通货膨胀率,即表达式左边的It-nt,即为 实际利率。
根据泰勒的计算,在美国经济运行中,通货膨胀率与产出缺口的调整系数都是0.5,而 实际均衡利率和目标通货膨胀率都是2%,因此式(2.1)又可以表述为:
厶=矶 + 2 + 05* (兀t -2) + 0.5 * C/t — Vt)(2.3)
实际上,两个调整系数h和g正是“泰勒规则”指导美联储制定货币政策的要义所在。 当美联储的利率调整更需要对通货膨胀率进行调节时,则需要增加h的赋值,从而加强通货 膨胀率对利率的反应弹性;与之类似,当美联储的利率调整更需要对失业率进行调节时,则 更需要增加g的赋值,从而增强产出缺口对利率的反应弹性。同时,“泰勒规则”加入了预 期变量,这就避免了政策规则成为一个固定的机械公式,也可以最大程度避免由于事先预期 而导致货币政策失效。
泰勒规则通过简洁直观的数学方程,把联邦名义基金利率、通货膨胀率和经济产出联系 起来了,并且根据美国经济实际数据来确定模型参数,把经济学原理与实践相结合的优美展 现得淋漓尽致。美联储采用泰勒规则之后,世界各国央行也纷纷采用泰勒规则作为货币政策 制定的重要工具。总结起来看,这一时期美联储的货币政策主要中介目标是联邦基金利率, 以此为杠杆来达到双重任务——促进最大限度的就业和稳定的价格构成。
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第二节 美联储非常规货币政策:以2008年国际金融危机和
新冠肺炎疫情为例
经济形势千变万化,金融市场波动起伏,美联储的货币政策也在与时偕行、应时而动。 上述简要回顾,是对某一个时段的大致描述,可以说属于常规货币政策。而在经济发展遭遇 重大危机的非常时刻,美联储往往会采用非常规货币政策,创造新的货币政策工具,短时间 内为美国经济发展注入巨大流动性。也就是说,在常规货币政策之外,还需要深入认识美联 储的非常规货币政策。
为什么会有非常规货币政策?简单而言,就是常规货币政策的传导机制出现了问题。“货 币政策传导机制是指中央银行操作货币政策工具进而影响中介指标,最终实现政策当局所制 定目标的实现过程”①。货币政策的传导过程往往有三个步骤,首先是从货币当局制定货币 政策影响金融部门,中央银行通过相应的政策工具调整利率、准备金或融资成本,从而影响 金融部门的行为;接下来是从金融部门的影响溢出到非金融部门,金融部门受到货币政策的 影响后,会对企业投资、居民消费等经济活动产生影响;最后,则是企业、居民等各类主体 的变化导致宏观经济指标的变化,达到中央银行制定货币政策的最终目标。传到机制是否高 效,传到渠道是否通畅,将直接影响货币政策的实行效果。如果传导机制失灵,那么货币当 局制定常规货币政策所要达到的目标,就难以通过在经济体系中的有效传导而实现,这时候 就需要采取非常规货币政策。
导致常规货币政策失效的原因有很多,其中最常见解释的就是“流动性陷阱”。流动性 陷阱的概念是凯恩斯提出来的,是指在利率很低的情况下由现金或货币对债券的完全替代造 成的。具体而言,由于名义利率不可能降到零以下,当名义利率降低到了一定的阈值之后, 再降低名义利率,已经难以激励经济活动主体增加投资、购买金融产品或者进行消费,这时 候货币供给转变为可贷资金供给的途径遇到障碍,即便再调低利率,经济依然难以走出衰退 的泥潭。在遭遇流动性陷阱之后,货币政策当局必须在常规货币政策工具之外另辟蹊径,通 过非常规货币政策来达到刺激经济增长的目的。
在100多年的发展历史中,美联储多次采用非常规货币政策工具,这也为美联储创新金 融调控工具提供了机会。从对世界各国的溢出效应而言,影响最大的莫过于在2008年国际 金融危机和2020年新冠肺炎疫情期间美联储采取的非常规货币政策。
一、2008年国际金融危机后的非常规货币政策
2008年以雷曼兄弟破产为标志,由美国次贷危机引发的金融危机席卷全球。为了应对
① 卫昌强:《后危机时代美国非常规货币政策工具效果的比较研究》,山东大学硕士论文,2020年,第15 页。
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金融危机对经济造成的冲击,美联储在2008年12月将美国联邦名义基金利率降至0~0. 25% 区间,实际上已经接近零利率水平,实际利率则已经为负。饶是如此,美国经济仍然难以从 金融危机冲击中复苏,流动性陷阱使得单纯以名义利率为中介目标的货币政策难以奏效。在 这样一个危急关头,美联储开始采取以量化宽松(Quantitative Easing,简称QE)、前瞻 性指引等为代表的的非常规货币政策。
所谓量化宽松,就是中央银行通过购买中长期债券或其他方式,直接向市场主体注入大 量的流动性资金,以增加基础货币供给。形象而言,就是美联储前主席伯南克提出的“直升 飞机撒钱”。从2008年到2014年,美联储为了刺激美国经济稳定复苏,先后进行了四轮量 化宽松。
第一轮QE: 2008年11月,美联储开始实行首轮量化宽松,决定买入机构债和抵押支持 债券。首轮QE的规模达到了 1.7万亿美元的规模,最高时买入了 1.25万亿美元的机构抵押 贷款支持证券,2000亿美元的机构债,以及3000亿美元的国债。首轮QE直到2010年4月 结束。
第二轮QE:在第一轮量化宽松之后,美国经济增长并未完全恢复,失业率仍然高企, 于是美联储从2010年11月开启了第二轮QE,主要是购买较长期的美国国债。购买长期美 国国债,长期来看可以压低美国的长期利率,从而引导经济主体树立长期低利率的预期,刺 激投资和消费。
第三轮QE:为了促进美国经济稳定复苏,美联储从2012年9月开始进行第三轮量化宽 松。从2012年9月15日开始,美联储每月购买规模为400亿美元的抵押贷款支持证券,并 保持“扭转操作”不变,即卖出较短期三年或以下期限的国债,买入等量的较长期六到三十 年期限国债,进一步压低长期利率。
第四轮QE:美联储从2012年12月开始第四轮QE,在保持每月购买规模为400亿美元 的抵押贷款支持证券基础上,每月再增加450亿美元的国债购买,这就在一定程度上代替了 上一轮的“扭转操作”。这一轮量化宽松直到2014年10月结束。
在数轮量化宽松中,美联储发明了一系列工具向市场主体直接注入流动性,包括向银行 体系注入资金的定期拍卖便利(TAF)、向金融体系注入资金的定期证券借贷工具(TSLF)以 及向主交易商直接贷款的主交易商贷款便利(PDCF)等。美联储通过量化宽松,避开了繁冗 的中间环节,也绕开了受到流动性陷阱能够直接把基础货币注入到市场主体。
除了“直升机撒钱”的量化宽松之外,美联储的非常规货币政策还包括“前瞻性指引”, 即联邦公开市场委员会向市场释放关于利率和货币政策的信号,以引导市场树立长期的低利 率预期。“前瞻性指引”作为市场预期管理工具,在引导市场利率预期、提高货币政策透明 度等方面发挥着重要作用。
“前瞻性指引”的作用机制在于,货币当局通过发布未来货币政策的信息,来改变市场 主体获得的信息,而市场主体通过适应性学习机制会更新其宏观经济预期。“前瞻性指引借
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助短期利率预期渠道、基准利率渠道、通货膨胀预期渠道等途径引导公众预期形成,达成政
策调控目的”①。一般而言,“前瞻性指引”分为三类,即开放式(open-ended)指引,即对 未来政策路径做出的定性描述;时间(time-contingent)指引,即明确给出货币政策可能 发生变化的时间节点;状态(state-contingent)指引,即明确指出可能引发货币政策变化 的经济状态指标门槛②。
在2008年国际金融危机之后,美联储综合使用了各种类型的“前瞻性指引”,并且保持 了相当的频率,以引导市场主体对于未来的预期。比如说,2009年3月,联邦公开市场委 员会在通报中指出:“联邦基金利率将在很长一段时间内维持在极低的水平”,这就属于开放 式指引;2012年1月,联邦公开市场委员会则透露:联邦利率将“至少在2014 年年底之前 维持在极低的水平”,这对政策持续的时间做了一个大致的预判,属于时间指引;2015年4 月,联邦公开市场委员会则对重启加息给出了条件,即“预计在劳动力市场出现进一步改善, 且委员会对通胀率在中期内将回到2%较有信心”,这就属于状态指引。综合运用量化宽松、
“前瞻性指引”等非常规货币政策,使得货币政策能够走出流动性陷阱,在零利率约束条件 下仍然发挥作用。
二、新冠肺炎疫情后的非常规货币政策
新冠肺炎疫情在美国蔓延,对美国经济造成了较大的伤害。与2008年国际金融危机主 要是金融市场出现问题影响到实体经济不同,疫情冲击带来的影响首先是外生的需求冲击和 供给冲击。由于防疫而实行的社会封锁,导致企业生产、居民消费出现暂停,企业发生了现 金流短缺,许多中小企业面临收入锐减、现金不足、融资困难等问题。恰好与2008年国际 金融危机的传导相反,疫情带来的冲击首先发生在实体经济,然后实体经济传导到金融市场, 反过来又令实体经济雪上加霜,这样很可能形成一种恶性循环。
在这样的背景下,美联储迅速行动起来,将非常规货币政策再次带入公众视野。2020 年3月15日,美联储将联邦名义基金利率下 调100个 基 点 直 接 降 至0~0.25%之间, 将再贴现率下调150个基点,降至0.25%,形成了一步到位的零利率货币政策。同时,为了 预先避免流动性陷阱的问题,美联储从3月15日开始宣布进行新一轮的量化宽松,向市场 提供规模为7000亿美元的流动性,每周实施规模为5000亿美元的正回购操作,并从3月 23日开始实施无限量量化宽松,继续扩张美联储的资产购买标的范围。
新冠肺炎疫情对美国的中小企业形成了巨大冲击,据统计,“截至2020年5月,美国企 业申请破产保护数722份,同比上涨48%,不良债务规模上涨161%,超5000亿美元,大量 小企业停工停产”③。因此,与2008年国际金融危机相比,这一轮量化宽松还有一个新特点,
①聂丽、石凯:《货币政策前瞻性指引研究的最新进展》,《金融评论》2020 年第4 期,第112~122页
②匡可可、张明:《货币政策前瞻性指引:实施原理、主要类型、国际经验及其对中国的启示》,《金融评论》
2015 年第 4 期,第 92~109页
③陆长平等:《金融危机与新冠疫情中的美联储非常规货币政策:对比、经验与启示》,《江西社会科学》2021
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就是美联储创造了一系列支持中小企业的新的金融工具,包括推出主街贷款计划(MSLP), 向营业收入不到25亿美元或员工数量不超过一万名的企业提供信贷支持;扩大PPPLF的使 用范围和抵押品范围,凡是美国小企业管理局批准的所有PPP贷款机构,包括非存款机构贷 款人,都有资格参与PPPLF;推出初级市场公司信贷工具(PMCCF)和二级市场公司信贷工 具(SMCCF),增加资本市场向美国企业和家庭的信贷总量。
与此同时,美联储同样运用“前瞻性指引”来进行预期管理。联邦公开市场委员会在 2020年4月以来均表示“声明利率维持在零利率水平不变”。由于新冠病毒的德尔塔变种等 出现,疫情在全球出现反复,美国至今仍在货币政策正常化过程中。 2021年8月,美联储 主席鲍威尔在杰克逊霍尔全球央行年会上表示,如果经济持续复苏,可能在年内启动缩减购 债计划(Taper)是合适的;2021年9月举行的议息会议则指出,如果经济按照预期继续取 得进展,预计资产购买步伐可能很快就会放缓。这些都是一种状态指引,即为政策持续时间 和何时转向设置特定的条件和指标。
总之,两轮非常规货币政策既有相同点,也有不同点。从相同点上来说,美联储两轮非 常规货币政策都综合运用了价格型和数量型的政策工具,都把利率降到零,都启动了直接为 市场主体注入流动性的“直升机撒钱”模式,都进行了频繁的“前瞻性指引”。从不同点上 来说,与2008年国际金融危机不同,为了应对新冠肺炎疫情冲击而推出的非常规货币政策, 在时间上行动更快,几乎一夜之间将利率调整为零,并同时开始进行巨大规模的量化宽松; 在QE规模上更大,这一轮非常规货币政策提出了“无限量量化宽松”,打破了量化宽松的天 花板;在政策工具上,这一轮非常规货币政策创造了一系列为中小企业提供融资、为普通家 庭提供支持的金融工具。
第三节 本章小结
在了解美国货币政策对中国的溢出效应如何受中国体量增大的影响之前,有必要先了解 美国的货币政策简单历程。这一章围绕这个主题展开,简要回顾美国的货币政策历程,发现 美国的货币政策历程其实也是经济学理论、货币金融学理论的发展历程,从二战后到20世 纪六、七十年代,美联储货币政策主要以名义利率为中介目标,并且相比于财政政策居于从 属地位;从20世纪六、七十年代到90年代,货币主义占据主导地位,以货币供应量为主要 中介目标,辅之以利率的调控;从20世纪90年代至今,则主要以泰勒规则为依据,把联邦 名义基金利率、通货膨胀率和经济产出联系起来了,主要以联邦名义基金利率为中介目标。 由此可见,美国的货币政策会根据经济形势的变化、宏观调控的需要而进行灵活调整。
在非常规时期,当常规货币政策失灵时,美联储会推出非常规的货币政策。在2008年 国际金融危机中,美联储在把利率降到0. 25%之后,连续推出了四轮量化宽松,以“直升机
年第 2 期,第 49~60页 撒钱”的方式直接向市场注入流动性,并进行了频繁的“前瞻性指引”。在新冠肺炎疫情发 生后,美联储迅速把利率调整到0.25%,并且开启了没有限“天花板”的量化宽松,与2008 年不同,由于疫情对中小企业和实体经济的冲击比较大,美联储在这一轮非常规货币政策中, 创造了不少直接支持中小企业和普通家庭的金融工具。
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第三章 特征事实:美国货币政策对中国的
溢出效应对比①
通过上一章回顾,对于美国货币政策的中介目标、金融工具、最终目标等的演变有一个 清晰的认识,对于美国在非常历史时期的非常规货币政策有了全面的了解。本文的目的在于 分析美国货币政策对中国溢出效应随着中国经济体量变大而发生的变化,因此首先应该找到 特征事实,也就是说为本文的研究议题提供现实依据。这一章将分为两部分,第一个部分主 要是分析美国货币政策与中国宏观经济指标之间的联动;第二部分则以2002.01~2020.12为 分析时间段,以2011年为准分为两个时间段,运用SVAR分析美国货币政策对中国的产出 水平和物价水平溢出效应在前后两个时段的不同。
实证研究的好处,是通过数据或图表的形式,定量展现美国货币政策对中国的溢出效应。 随着中国经济体量不断增加甚至日益接近美国,目前还鲜有文献从实证角度来研究这种溢出 效应会随着中国体量增大而如何变化。因此,我们也需要从实证角度出发,从定量的角度来 分析,当中国经济体量不断增加甚至日益接近美国时,美国的货币政策对中国的溢出效应与 中国经济体量还比较小的时候有何不同。
这一章将试图采用一种新的研究议程,从实证的角度来回答这一问题。与以往的研究文 献相同,本文也使用中国的经济增长和物价水平作为宏观经济的主要指标。同时,本文的创 新之处在于设置了两个对照组,分别选择两个相同的时间段,在第一个时间段,中国经济总 量与美国经济总量之比小于 1/2,这一组表示中国的经济总量相对于美国比较小的时候;在 第二个时间段,中国经济总量与美国经济总量之比大于 1/2,这一组表示中国的经济总量相 对于美国的权重在不断增加,中国经济总量在不断接近美国。分成两个对照组之后,可以对 两个组分别进行SVAR分析,这样可以分别得到在中国经济体量相对美国较小和中国经济体 量不断接近两个阶段,美国货币政策的变化对中国经济增长、物价水平的溢出效应,前者是 中国在经济规模上是比美国小很多的情况,后者是中国相对美国经济体量在不断接近的情况 通过选取恰当的时间点分成两个对照组,就可以从计量结果的对比中,清晰地看到中国经济
① 在最开始的论文写作中,按照“提出问题、文献综述、理论模型、实证模型”的顺序建构文章的逻辑结 构,在论文预答辩时,有老师提出来,在参考文献后应该用特征事实来说明中国经济体量不断扩大并日益 接近美国,确实对美国货币政策对中国的溢出效应产生了影响,也就是从经验上揭示在中国经济体量相对 美国较小和不断接近美国这两个时期的溢出效应做出一个对比,这样从经验和实践层面提出问题,然后再 开始用理论模型和实证模型对此进行解释,于是论文的结构就变成了目前的“文献综述、特征事实、理论 模型、实证模型”。后来又有老师提出来应该把特征事实的实证模型和后面的实证模型放在一起。考虑到基 于特征事实出发提出问题,会让问题的提出更有含金量,尤其是中国经济规模接近美国对溢出效应的影响, 这是一个全新的课题,一开始用比较扎实的经验事实作为提出问题的基础,有利于增强这个新问题的可信 度和研究价值,因此本文就仍然按照目前的顺序进行谋篇布局。
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体量变大之后,溢出效应所表现出来的不同。
第一节 美国联邦基金利率与中国经济指标的联动
一、美国联邦基金利率的波动分析
我们在这一章以2002~2020期间为时间段,用一种直观的方式,展现美国联邦基金利率 与中国的GDP增速、CPI、利率和人民币汇率等宏观经济指标之间的联动。数据来源美联储 网站、美国经济分析局网站、中国国家统计局网站以及Wind数据库等,在各图中不再一一 标出。首先来看美国联邦基金利率在时间轴上的变动情况。由于本文采用的是月度数据,因 此采用一个月最后一次报价的联邦基金利率作为本月的数值带入模型。在2002~2020期间, 美国联邦基金的变动情况如下图所示。
 
 
图3-1 2002~2020年美国联邦基金利率变动情况
从图3-1中可以看出,从2002年到2020年,美联储一共进行了2次具有代表性意义的 加息和2次具有代表性意义的降息。第一次加息从2003年6月开始进入加息周期,从1%一 直到2006年6月加息到5. 25%。随着国际金融危机到来,美联储开始进入了新一轮降息, 从2006年6月的5.25%一直降低到2008年12月的0.25%,并一直保持0.25%的利率直到2015 年开始货币政策正常化,进入新一轮加息周期,一直2019年10月加息到1.75%。2020年3 月,随着新冠肺炎疫情对经济造成较大冲击,美联储在2020年3月将联邦基金利率降至0.25% 并延续至今。
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二、美国联邦基金利率与中国利率的联动情况
我们以2002年到2020年为时间段,以月度数据为时间单元,观察中国的短期贷款利率
和美国联邦基金利率的联动情况。由于中国的短期贷款利率和美国联邦基金利率都是月度数 据,我们以每一季季末的数据为准。
 
图3-2 2002~2020年美国联邦基金利率与中国短期贷款利率的联动情况
 
在图3-2中,红线代表中国的短期贷款利率蓝线代表美国的联邦基金利率,从图中可以 看出,从2003年美联储进入加息周期到2006年到达顶点,然后开始降息周期,直到2008 年12月将利率降到0.25%,在2000前后到2008年前后这段时间内,中国的短期贷款利率 与美国的利率保持了大致相同的变动趋势,表现出了明显的联动性。从2011年左右开始至 今,中国的短期贷款利率与美国联邦基金利率之间的联动性比较弱。
三、美国联邦基金利率与中国 GDP 增速的联动情况
我们仍然以2002年到2020年为时间段,观察中国季度GDP增速与美国联邦基金利率在 时间轴上的联动情况。由于中国的GDP增速只有季度数据,我们用季度数据来进行作图,美 国联邦基金利率以季度末数据为准。
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图3—3 2002~2020年美国联邦基金利率与中国GDP增速的联动情况
在图3-3中,蓝线表示美国联邦基金利率,红线表示中国GDP增速。从这幅图中可以大 致看到,在2002年到2004年的降息过程中,中国的季度GDP增速与美国的联邦基金利率也 大概呈现一种负相关的关系,即随着美国联邦基金利率的降低,中国的季度GDP增速也在逐 渐上升。但是从2004年6月到2007年6月的加息过程中,中国的季度GDP增速则与美国的 联邦基金利率保持了一种正相关关系,即季度GDP增速随着联邦基金利率上升而上升。随着 接下来的国际金融危机席卷全球,中国的季度GDP与美国的联邦基金利率同时下降。再往后, 则难以观察到中国的季度GDP与美国联邦基金利率之间的联动关系。
这样一种联系也许并非巧合,从中国2001年加入世贸组织开始,中国与美国的双边贸 易开始快速增长,中美之间的经济联系日趋紧密,因此美国利率政策对中国经济的溢出效应 在增强。但是从国际金融危机开始,中国的经济增速在全球一枝独秀,中国的经济总量日益 与美国接近。在这期间,尽管中美的经济联系比之前更加紧密,但是美国利率政策对中国短 期贷款利率的影响却比2001年至2008年期间明显走弱,如何来解释这种不同?也许,中国 经济体量日益增大并不断接近美国,会提供一种满意的解释。本文将在后面章节具体阐释。
四' 美国联邦基金利率与中国物价指数CPI的联动情况
我们仍然以2002年到2020年为时间段,以月度为时间单元,观察中国的物价指数CPI 和美国联邦基金利率的联动情况。由于物价指数和联邦基金利率都是月度数据,我们以每一 季季末的数据为准。
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图3-4 2002~2020年美国联邦基金利率与中国物价水平的联动情况
 
在图3-4中,蓝线代表美国联邦基金利率,红线代表中国物价水平。从这幅图中可以看 出,从2002年到2008年期间,中国的CPI与美国联邦基金利率之间表现出相反的变动关系, 随着美联储2001年开始降息,中国的CPI开始上升,2003年开始加息之后,中国的物价指 数开始了新一轮的下降。从2011年左右至今,中国的物价指数CPI与美国联邦基金利率之 间没有明确的联动情况。
这样一种联动情况,与中国短期贷款利率和美国联邦基金利率的联动情况表现出了类似 的情况。 2002年到2008年,联动明显;2011年左右以后,联动不明显。中国自从加入世贸 组织以来,与美国经济的联系日益紧密,但为什么在2002年到2008年期间与2011年左右 之后,表现出了如此大的不同?也许,中国经济体量日益增大并不断接近美国,会提供一种 解释路径。本文将在后面章节具体阐释。
五、美国联邦基金利率与人民币兑美元汇率的联动情况
我们仍然以2002年到2020年为时间段,以月度数据为单元,观察人民币兑美元汇率和 美国联邦基金利率的联动情况。由于人民币兑美元汇率和联邦基金利率都是月度数据,我们 以每一季季末的数据为准。
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图3-5 2002~2020年美国联邦基金利率与人民币兑美元汇率的联动情况
 
在图3-5中,蓝线代表美国联邦基金利率,红线代表人民币汇率,需要指出的是,对于 美国联邦基金利率,纵轴的数值是指多少个百分点,对于人民币汇率来说,纵轴的数值代表 水平数值。从这幅图可以看出来,从2002年到2006年,人民币兑美元汇率长期保持在8 左右的低位,从2006年美国进入降息周期开始,人民币兑美元汇率开始一路升水, 2008年 3月升破7,2013年到2015年则徘徊在6.1附近的高位,随着美国货币政策逐渐正常化, 人民币兑美元汇率开始降水,但是突破7后又迅速升水,人民币兑美元汇率呈现出双向波动 的特点。这说明在此之后,美国货币政策对人民币兑美元汇率的影响并不像之前那样剧烈。
第二节分组SVAR分析
一'结构向量自回归
结构向量自回归(SVAR)的方法,首先脱胎于向量自回归(VAR),这两种方法以及在 此基础上的各种进化,是研究货币政策传导机制和溢出效应的最常用方法。 VAR 的原理是 用相互关联的时间序列来建构动态的经济系统,通过分析各个变量对随机扰动的动态响应, 来解释一个变量的冲击对其他变量带来的影响。在一个VAR模型中,所有的变量都是内生 变量,出现在方程右边的是内生变量的时间滞后值,因此VAR模型的最大问题在于难以识 别。
为了解决VAR模型的识别问题,有学者提出运用结构化的方式来施加约束条件,基于 一定的经济原理和规则,通过对变量施加约束条件,通过脉冲响应分析来解决动态联立方程
33 组模型中识别的条件约束问题。具体而言,SVAR模型运用于货币政策的溢出效应时,主要 是通过对数据施加结构化约束来对货币政策冲击进行识别,最重要的是绘制出脉冲响应图。 通过脉冲响应图,可以看出货币政策的一个标准差冲击,对其他经济变量波动影响的幅度、 频率和时间长短等,从而能够观察出货币政策的溢出效应。
一个典型的SVAR模型具有以下结构:
C0Yt = C°(L)Yt_1 + et (3.1)
在这个方程中,Co是n阶系数矩阵,主对角线元素为1, C°(L)是n阶滞后算子多项式 矩阵,et是结构性扰动项结构性扰动项,假设各个变量的扰动项之间并不相关,那么et的协 方差应该是对角线为对角矩阵A。
由于存在内生性的问题,一般采用的方法是先估计简化的VAR模型,然后再通过信息 的复原对原SVAR模型进行估计。对式(5.1)进行简单的变换后可以得到:
Yt = B(L)Yt_1 + Vt (3.2)
这其中,B(L)是简化模型的n阶滞后算子多项式矩阵,仏是简化模型的残差矩阵,其协 方差矩阵为。。通过对比(3.1)和(3.2)可以发现两个模型之间的系数对应关系为:
B(L) = Cq1C°(L) (3.3)
% = C^et (3.4)
Q = Cq1A(Cq1)' (3.5)
在识别的时候,需要对Co施加n(n-1)/2个约束条件才能满足模型恰好识别的条件。在 SVAR 一般的分析中,常用一种叫做Wold因果链的特殊方式对Co施加约束,这将使得Co 具有一种特殊的递归结构,从而达到识别的条件。
Wold 因果链的原理是,假设变量之间具有一种单向的传递结构,即排在前面的变量对 后面的变量的当期值有影响,而后面的变量不能对前面变量的当期值有影响,这样一来 Co 就自然成为一个下三角矩阵,这样在每一期都能确保后面变量的当期值不出现在方程的右边 在这种情况下,对Q进行乔列斯基分解,就可以满足识别的条件。Wold因果链的优势是提 出了识别SVAR的可操作方法,缺点是在现实世界中很难满足严格的递归假设。但由于我们 的研究议程是研究货币政策的传导,因此不需要识别所有的变量,只需要进行部分识别,能 够绘制出脉冲响应函数就行。因此,本文拟采用Christiano et al (1998)提出的递归假设方 法。
Christiano et al (1998)将Yt中的变量区分为三个部分,“第一部分变量的当期值出现在 货币当局期的信息集内,即货币规则中包含这些变量的当期值;第二部分变量是货币政策工 具,例如美国的联邦基金利率;第三类部分变量的当期值不出现在货币当局期的信息集里。”
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①其实,这三个部分的变量可以这样来理解,第一部分变量是货币当局面对的宏观经济条件, 即货币当局作出货币政策决策的经济基本面依据;第二部分变量可以理解为货币当局的货币 政策,即根据第一部分的经济条件而做出的货币政策反应;第三部分则是在当期就会被货币 政策影响的变量。
二'变量选择
在运用SVAR分析货币政策的溢出效应时,Kim在2001年的经典论文中分析了美国货 币政策对G7国家的溢出效应,使用的方法和选取的变量值得借鉴②。在参考己有文献 (Christiano et al (1998)、Kim (2001)、庄佳(2009)等)的实证方法基础上,本文拟采取 以下变量来构建 SVAR 模型。
第一部分变量,主要是两个:
(1) 美国的工业总产值(AIP)。由于GDP缺少月度数据,因此本文拟采用美国的工 业总产值来代替美国的GDP,这个变量反映了美国的GDP变化。使用工业总产值来代替 GDP,是经济学文献里面的常用方法。
(2) 美国的物价水平(ACPI)。CPI衡量了美国经济的通货膨胀水平,工业总产值和 物价水平结合,可以形成对宏观经济环境的良好观察。
第二部分的变量,主要是两个:
(4) 美国联邦基金利率(FFR)。美联储在其货币政策制定中,通过设定联邦基金利率 来达到政策目的,是其通用做法。把联邦基金利率作为美国货币政策的中介指标,这也是大 多数文献使用的方法。由于本文采用的是月度数据,因此采用一个月最后一次报价的联邦基 金利率作为本月的数值带入模型。
(5) 美国货币供应量(M1)。在非常时期,美联储通常运用非常态化的货币政策,这 主要是以量化宽松为代表的数量手段,因此美国的货币供应量变化同样观察美国货币政策的 重要指标。
第三部分的变量,主要是两个:
(6) 中国的工业增加值同比增速(CIVAR)。由于中国的GDP同样缺少月度数据,同 时国家统计局公布的工业增加值没有绝对数值,只公布月度的同比增速,因此用中国的工业 增加值同比增速来代替GDP指标,用美国货币政策变动给中国工业增加值同比增速的脉冲 响应,来观察对中国GDP的影响。
(7) 中国物价水平(CCPI)。中国的物价水平,同样是观察美国货币政策对中国宏观 经济溢出效应的重要指标。用物价水平作为溢出效应的指标,也是多数文献都采用的方法。
①转引自庄佳:《美国货币政策对中国产出溢出效应的实证研究》,复旦大学 2009年博士论文, 2009年, 第 32 页。
②Soyoung Kim. “International transmission of U.S. monetary policy shocks: Evidence from VAR's”, Journal of Monetary Economics, vol.48 , 2001, p.339~372.
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需要进一步说明的是:第一,本文把中国的工业增加值同比增速(实际上是GDP的代 理变量)和物价水平作为溢出效应的观察指标,这以往的研究文献是相契合的。第二,对于 美国工业生产总值AIP、美国货币供应量M1都做了对数处理,除了同比变量之外,其他所 有变量都进行了季调。第三,本文实证研究的整体时间跨度是从2002年1月到2020年12 月,按照月度数据统计,一共228个样本,数据来源美联储网站、美国经济分析局网站、中 国国家统计局网站以及 Wind 客户端。
三、分组设定
需要看到,本文进行SVAR分析,不是从一般意义上仅仅关注美国货币政策对中国宏观 经济的溢出效应,而是要选择恰当的时间点,从而根据经济体量的相对大小形成两个对照组。 那么这个时间点应该如何选择?时间点的选择应该具备这样几个条件:一是在这个时间点前 后,中美之间的经济体量对比将出现明显的变化,这样两个对照组的逻辑就能够成立;二是 选择这个时间点之后,两个对照组的数据样本差不多,这样经过两次SVAR分析出脉冲响应 之后,对比结果更有说服力;三是考虑到 2008年和 2020年,美联储分别进行了超常规的货 币政策,最好每个对照组都能包含一个进去,这样两个对照组都包含超常规的货币政策,这 样对比分析更能排除非常规因素的影响。
考虑到以上因素,本文选择 2011 年6月为对照组的分隔时间点。按照可比价格统计, 中国2011年的GDP总值为7.55万亿美元,美国的GDP总值为15.54万亿美元,中国的GDP 占美国的比例为48.6%,可以说接近一半。而2002年中国的GDP占美国的比例仅为13.4%, 也就是比十分之一多点。因此,从2002年到2011年,可以认为中国GDP占美国的比重处 于从1/10到1/2的区间,这个区间可以理解为中国经济体量相对于美国比较小的时期。同时, 到 2020 年,中国由于抗击新冠肺炎疫情取得重大战略成果,因此是当年全球唯一实现正增 长的主要经济体,中美经济差距进一步缩小,中国经济总量占美国的比例已经高达 70.3%, 也就是说,从2011到2020年,中国GDP占美国的比重处于从1/2到7/10的区间,这个区 间可以理解为逐步向美国体量靠拢的时期,中国经济体量相比而言在不断变大。同时,2008 年正好落在 2002~2011 年区间,而 2020年正好在 2011~2020区间,两次超常规的货币政策 调整分别落在了不同对照组。因此,将2011年设置为两个对照组的分隔时间点是合适的。
同时,考虑到两个对照组的样本数量要对称,因此具体到月份,可以将 2011 年 6 月设 置为分隔时间点,即第一组从2020年1 月到 2011年6月,第二组从2011年7月到 2020年 12 月,第一组可以理解为中国经济体量相对美国比较小的时期,第二组可以理解为中国经 济体量不断接近美国的时期。
分组设定之后,本文主要的分析方法如下,按照两个组分别构建SVAR模型,将中国的 工业增加值和物价水平分开观察,这样就有了 4个SVAR模型。首先将中国的工业增加值增 速作为溢出效应的观察指标,分别在两个组构建SVAR模型,这样能够观察美国货币政策对
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中国工业增加值增速(亦即GDP)在两个组的脉冲效应,并进行比较。然后将中国的物价 水平作为溢出效应的观察指标,分别在两个组构建SVAR模型,这样能够观察美国货币政策 对中国物价水平在两个组的脉冲效应,并进行比较。
第三节美国货币政策对中国宏观经济的溢出效应比较
一、美国货币政策对中国经济增长的溢出效应比较
首先,我们通过实证方法来识别美国货币政策对中国经济增长的溢出效应,按照 2002.01—2011.06 和 2011.07—2020.12 两个时间段,分别构建 SVAR 系统。根据 Kim (2001) 等人的经典研究①,我们设计的变量系统是{logAIP, ACPI, FFR, logAM1, CIVAR},把 CIVAR放在FFR之后,按照结构约束条件的递归假设,当期中国的工业增加值对美国的联 邦基金利率没有影响,也就是假设无当期效应的情况。另一种情况是把CIVAR放到FFR之 前,按照递归假设,这种情况下当期中国的工业增加值对美国的联邦基金利率具有一定的影 响,也就是含当期效应的情况。我们可以主要分析无当期效应的情况,而把含当期效应的情 况当作是稳健性检验的对照。
我们按照当前通行的Wold因果链设计结构性约束,即把VAR模型变为SVAR模型, 假设变量之间具有一种单向的传递结构,即排在前面的变量对后面的变量的当期值有影响, 约束矩阵按照乔列斯基方式进行分解,于是恰好达到SVAR模型的识别条件。
在进行SVAR分析之前,我们首先分别对2002.01~2011.06和2011.07~2020.12两个时间 段的相关变量进行平稳性检验,分别如表3—1和3—2所示。
表3—1 2002.01—2011.06时间段平稳性检验
变量 平稳性检验
logAIP 一阶平稳
ACPI 平稳
FFR 一阶平稳
logAM1 一阶平稳
CIVAR 平稳
 
① Soyoung Kim. “International transmission of U.S. monetary policy shocks: Evidence from VAR's”, Journal of Monetary Economics, vol.48, 2001, p.339-372.
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表3—2 2011.07—2020.12时间段平稳性检验
变量 平稳性检验
logAIP 一阶平稳
ACPI 平稳
FFR 一阶平稳
logAM1 一阶平稳
CIVAR 平稳
从以上分析可以看出,在两个时间段,ACPI和CIVAR两个变量都是平稳的,其他三个 变量都是不平稳的。借鉴Kim (2001)①和庄佳(2009)②的方法,我们将logAIP和logAM1 以一阶差分形式进入SVAR系统,而使用FFR的原数值进入,主要有这样几个方面的考虑: (1)美国联邦基金利率的冲击是溢出效应的主要发生原因,如果采用一阶差分的方法会改 变其经济含义;(2)很多研究溢出效应的经典文献都使用了美国联邦基金利率的原数值进入 SVAR系统;(3)从统计学意义上来说,SVAR系统不存在单位根,可以进行脉冲图分析。
分别对两个时间段的SVAR模型进行最优滞后期数选择,结果显示2002.01〜2011.06时 间段最优滞后期数为4,2011.07~2020.12时间段最优滞后期同样为4,两个时间段的单位根 检验结果分别如图3—6和 3—7所示。
 
 
①Soyoung Kim. “International transmission of U.S. monetary policy shocks: Evidence from VAR's”, Journal of
Monetary Economics, vol.48 , 2001, p.339〜372.
②庄佳:《美国货币政策对中国产出溢出效应的实证研究》,复旦大学 2009 年博士论文,2009年,第 32页。
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图3—7 2011.07—2020.12时间段SVAR单位根检验
 
 
 
图 3—9 2011.07〜2020.12美国联邦基金利率对中国工业增加值增速的脉冲响应
两幅图直观地表明,脉冲响应在5%意义上具有显著性,在2002年1 月到2011年6月 和 2011年 7月到 2020年12月这两个时间段,美国联邦基金利率对中国产出水平的溢出效 应表现出了明显的差异。从溢出效应的时间来看,在中国经济体量比较小的时候,也就是 2002年1 月到2011年6月期间,美国联邦基金利率变动的溢出效应的影响一直持续到第20 期,然后才逐渐稳定,而在中国经济体量不断变大并接近美国时,也就是在 2011 年 7 月到 2020 年 12 月期间,美国联邦基金利率变动的溢出效应在第 10 期左右就逐渐稳定,并趋近 于零。从溢出效应的效果来看,在 2002年1 月到2011年6月期间,当美国实行紧缩性货币 政策,对中国的产出水平产生了正向效应,在 2011 年7月到 2020年12月期间,当美国实 行紧缩性货币政策,对中国的产出水平产生了负向效应,同样的道理,如果美国实行扩张性 货币政策,则效果恰好相反。从溢出效应的波动频率和幅度来看,在中国经济体量比较小的 时期,面对美国货币政策冲击,中国产出水平的波动幅度更大、频率更频繁,经历了 4次比 较明显的波动,收敛速度更慢,脉冲值最高达到 0.555%,相反,在中国经济体量相对变大 的时间段,中国产出水平的波动幅度更小、频率更低,收敛速度更快。
通过脉冲数值图可以更直观地观察两个脉冲曲线的对比,如表3—3 所示。
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表3—3 美国联邦基金利率变动对中国产出水平脉冲图的脉冲响应值
时期 脉冲响应值
(2002.01~2011.06) 脉冲响应值
(2011.07~2020.12)
1 0.291 -0.417
2 -0.000 -0.055
3 0.236 -0.100
4 0.411 0.044
5 0.254 -0.155
6 0.596 -0.093
7 0.278 -0.216
8 0.670 -0.196
9 0.445 -0.340
10 0.477 -0.290
11 0.555 -0.340
12 0.409 -0.353
13 0.434 -0.359
14 0.374 -0.357
15 0.322 -0.353
16 0.276 -0.336
17 0.221 -0.326
18 0.190 -0.304
19 0.132 -0.289
20 0.108 -0.272
需要说明的是,我们比较两个时期的波动幅度大小,因此主要是比较脉冲响应值的绝对 数值大小,至于正负号的经济含义,则需要更多的经济理论解释。同时,对脉冲函数进行方 差分解,可以看到美国联邦基金利率变动对中国工业增加值同比增速的贡献率,表3—4展 示出了两个时期的对比。
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表3—4 美国联邦基金利率变动对中国产出水平脉冲函数的方差分解
时期 贡献率(%)
(2002.01~2011.06) 贡献率(%)
(2011.07~2020.12)
1 0.000 0.012
2 0.014 0.012
3 0.012 0.012
4 0.017 0.012
5 0.034 0.013
6 0.038 0.014
7 0.069 0.017
8 0.070 0.019
9 0.101 0.026
10 0.110 0.031
11 0.121 0.037
12 0.136 0.044
13 0.143 0.051
14 0.151 0.058
15 0.158 0.065
16 0.163 0.071
17 0.166 0.077
18 0.169 0.081
19 0.170 0.085
20 0.171 0.089
从脉冲响应值来看, 在 2002.01〜2011.06 期间的脉冲响应值在同期基本上都比在
2011.07〜2020.12 期间要大; 从方差分解可以看出, 在 2002 年1 月到2011 年6 月期间,美
国联邦基金利率变动会在相当长一段时间内对中国工业增加值同比增速的变动具有解释力, 而且贡献率随着时间推移而增加到17.1%。相反,在 2011 年7月到2020年12月期间,美 国联邦基金利率的变动对中国工业增加值同比增速的贡献率稳定在8.9%。
这些对比都说明,在中国经济体量超过美国 50%并不断接近美国的时期,在面对美国 联邦基金利率变动带来的冲击时,中国宏观产出水平表现出了更强的韧性。换句话说,随着 中国经济体量不断接近美国,美国货币政策变动对中国宏观产出水平的溢出效应在减弱。
42
 
二、稳健性检验
根据SVAR系统的特点,我们把含有当期效应的情况用于稳健性检验,即在设计SVAR 系统时,将中国工业增加值的同比增速CIVAR放在美国的联邦基金利率FFR之前,在两个
对照组分别这样重新设计VAR系统,并且重新按照上述操作步骤进行脉冲分析,分别得到 两个脉冲图如图3—10所示。
 
 
 
图3—10两个时期美国联邦基金利率变动对中国工业增加值增速脉冲图的稳健性检验
从图3—10可以看出,在2002年1月到2011年6月和2011年7月到2020年12月这 两个时间段,美国货币政策变化对中国产出水平的溢出效应表现出了相似的差异。在 2002 年1月到20 1 1年6月期间,美国货币政策变化对中国产出水平的溢出效应,波动幅度更大、 影响时间更长,而在2011年7月到2020年12月期间,脉冲曲线更平坦,与上文一样收敛
43 速度更快。因此,可以认为这两个时期美国联邦基金利率变动对中国工业增加值增速的溢出 效应的差异经过了稳健性检验。
三、美国货币政策对中国物价水平的溢出效应比较
接下来,我们通过实证方法来识别美国货币政策对中国物价水平的溢出效应,按照 2002.01~2011.06和2011.07~2020.12两个时间段,分别构建VAR系统。我们设计的变量系 统是{logAIP, ACPI, FFR, logAM1, CCPI},把CCPI放在FFR之后,按照结构约束条件 的递归假设,当期中国物价水平对美国的联邦基金利率没有影响,也就是假设无当期效应的 情况。另一种情况是把CIVAR放到FFR之前,按照递归假设,这种情况下当期中国的物价 水平对美国的联邦基金利率具有一定的影响,也就是含当期效应的情况。我们可以主要分析 无当期效应的情况,而把含当期效应的情况当作是稳健性检验的对照。
我们构建SVAR系统的约束条件月上文类似,同时,logAIP, ACPI, FFR, logAM1 四个变量的平稳性已经检验过,现在只需要分别检验 CCPI 的平稳性,通过检验发现,在 2002.01~2011.06时间段,中国物价水平CCPI是滞后四期平稳,而在2011.07~2020.12时间 段,中国物价水平CCPI是平稳的。与上文处理类似,我们使用logAIP和logAM1的一阶差 分进入SVAR系统。
在进行SVAR分析之前,我们仍然先进行最优滞后期数选择,结果显示2002.01〜2011.06 时间段最优滞后期数为4,而2011.07~2020.12时间段最优滞后期数为3。两个时间段的单位
 
 
44
- -
0
AJaJumelu-
£
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
图3—12 2011.07—2020.12时间段SVAR单位根检验
 
 
从图3—11和3—12可知,两个时间段的SVAR模型都经过了平稳性检验,可以进行脉 冲响应图分析。在两个时间段,美国联邦基金利率FFR增加一个标准差,对中国物价水平 CCPI的脉冲响应图如图3—13和3—14所示。
图3—13 2002.01~2011.06美国联邦基金利率对中国物价水平的脉冲响应
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图3—14 2011.07〜2020.12美国联邦基金利率对中国物价水平的脉冲响应
两幅图直观地表明,脉冲响应不具有显著性,但仍然可以进行直观的比较。在 2002年 1 月到 2011年6月和2011年7月到 2020年12月这两个时间段,美国联邦基金利率对中国 物价水平的溢出效应表现出了明显的差异。从溢出效应的时间来看,在中国经济体量比较小 的时候,也就是2002年1 月到 2011年6月期间,美国联邦基金利率变动的溢出效应的影响 一直持续到第20期,然后才逐渐稳定,而在中国经济体量不断变大并接近美国时,也就是 在 2011年7月到 2020年12月期间,美国联邦基金利率变动的溢出效应在第7期左右就逐 渐稳定。从溢出效应的波动频率和幅度来看,在中国经济体量比较小的时期,面对美国货币 政策冲击,中国物价水平的波动幅度更大,收敛速度更慢,脉冲值最高达到 0.211%,相反, 在中国经济体量相对变大的时间段,中国物价水平的波动幅度更小,收敛速度更快,脉冲值 最高仅有 0.065%。
通过脉冲数值图可以更直观地观察两个脉冲曲线的对比,如表 3—5 所示。
46
 
表 3—5 美国联邦基金利率变动对中国物价水平脉冲图的脉冲响应值
时期 脉冲响应值
(2002.01~2011.06) 脉冲响应值
(2011.07~2020.12)
1 -0.014 0.005
2 -0.043 -0.044
3 -0.051 -0.062
4 -0.034 -0.057
5 -0.003 -0.049
6 0.029 -0.003
7 0.071 0.036
8 0.142 0.051
9 0.134 0.048
10 0.187 0.049
11 0.198 0.052
12 0.193 0.057
13 0.211 0.060
14 0.201 0.060
15 0.196 0.059
16 0.186 0.055
17 0.174 0.052
18 0.160 0.048
19 0.144 0.045
20 0.132 0.042
同时,对脉冲函数进行方差分解,可以看到美国联邦基金利率变动对中国物价水平的贡
 
献率,表3—6 展示出了两个时期的对比。
47
 
表 3—6 美国联邦基金利率变动对中国物价水平脉冲函数的方差分解
时期 贡献率(%)
(2002.01~2011.06) 贡献率(%)
(2011.07~2020.12)
1 0.001 0.000
2 0.003 0.006
3 0.005 0.013
4 0.005 0.018
5 0.004 0.021
6 0.003 0.019
7 0.005 0.021
8 0.011 0.024
9 0.015 0.027
10 0.023 0.030
11 0.030 0.034
12 0.035 0.039
13 0.042 0.044
14 0.047 0.048
15 0.052 0.053
16 0.057 0.056
17 0.060 0.059
18 0.064 0.062
19 0.067 0.064
20 0.069 0.065
从脉冲响应值来看, 在 2002.01~2011.06 期间的脉冲响应值在同期基本上都比在
2011.07~2020.12 期间要大 ;从方差分解可以看出, 在两个时期,美国联邦基金利率变动对
中国物价水平的贡献率并没有表现出比较明显的差异。但是结合脉冲图和脉冲值,仍然可以 认为,在中国经济体量超过美国 50%并不断接近美国的时期,在面对美国联邦基金利率变 动带来的冲击时,中国物价水平表现出了更强的韧性。
四、稳健性检验
根据SVAR系统的特点,我们把含有当期效应的情况用于稳健性检验,即在设计SVAR 系统时,将中国物价水平CCPI放在美国的联邦基金利率FFR之前,在两个对照组分别这样 重新设计SVAR系统,并且重新按照上述操作步骤进行脉冲分析,分别得到两个脉冲图如图
48
 
3—15所示。
 
 
 
 
3—15两个时期美国联邦基金利率变动对中国物价水平脉冲图的稳健性检验
从图3—15可以看出,在2002年1 月到2011 年6月和2011年7月到2020年12月这 两个时间段,美国货币政策变化对中国物价水平的溢出效应表现出了相似的差异。在 2002 年1 月到20 1 1年6月期间,美国货币政策变化对中国产出水平的溢出效应,波动幅度更大、 影响时间更长,而在20 1 1年7月到2020年12月期间,波动幅度更小。因此,可以认为这 两个时期美国联邦基金利率变动对中国物价水平的溢出效应的差异经过了稳健性检验。
第四节 本章小结
从美国联邦基金利率与中国的短期贷款利率、经济增速、物价水平、人民币兑美元汇率 等宏观经济指标的联动情况来看,有一个有意思的发现,即中国短期贷款利率、物价水平和 49 美国联邦基金利率表现出了类似的联动情况,即在2002年到2008年,联动明显;2008年 以后,联动不明显。在中国加入世贸组织之后,以2008年前后为界,从2000年前后到2008 年前后,联动情况非常明显,而在 2011 年左右之后,则联动并不明显,中国的短期贷款利 率与物价指数相对于美国的联邦基金利率都表现出了相当的独立性和自主性。如何来解释这 个不同?这可能为本文的研究主题提供了某种线索和进路,为什么在2011年左右前后,美 国货币政策对中国宏观经济溢出效应表现出来如此大的差别,可能可以从中国经济体量的日 益增大中得到解释。
同时,这一章运用分组设计SVAR模型的方法,按照2011年为界,分成两个时间单元 分别进行SVAR分析,并进行对比分析。在2002.01~2011.06期间,可以认为中国GDP占美 国的比重处于从1/10到1/2的区间,这个区间可以理解为中国经济体量相对于美国比较小的 时期;而在2011.07~2020.12期间,中国GDP占美国的比重处于从1/2到7/10的区间,这个 区间可以理解为逐步向美国体量靠拢的时期,中国经济体量相比而言在不断变大。对比这两 个时期会发现,相比于中国经济体量相对于美国比较小的时期,在中国经济体量相对美国不 断靠近并变大的时期,中国的产出水平和物价水平在面对美国货币政策变动时表现出了更强 的韧性,脉冲曲线更为平坦,幅度更小,收敛速度更快。
接下来,我们将从理论和实证两个层面,来探讨为什么会出现这种差异。
50
第四章:经济体量如何影响溢出效应:理论 依据
对宏观经济政策溢出效应的研究,一直是国际经济学研究的重要内容,也是研究宏观经 济政策协调的基础。在这些理论研究模型中,第一代理论模型是由蒙代尔等人开创的蒙代尔 —弗莱明一多恩布什模型,第二代模型也是目前仍然被学术界普遍使用的模型,是由Obstfeld 和Rogoff (1995)提出的新开放经济宏观经济学模型①,成为当前的主流分析框架。
作为第一代分析国际经济学的理论框架,蒙代尔—弗莱明—多恩布什模型具有很多优势 但是也存在缺少时间因素和微观基础等缺陷,而Obstfeld和Rogoff (1995)开创的新开放宏 观经济学模型弥补了这方面的不足,能够进行跨期分析、具有微观基础,可以更加全面、立 体地分析国际经济学中的基本问题。本文将基于新开放宏观经济学进行理论分析,同时使用 两国三部门基准模型进行更深入的分析。
本文的研究议程是要分析一个国家体量变大时如何影响他国货币政策变化对本国的溢 出效应,因此不同于以往的理论研究,本文需要把国家的经济体量作为一个变量考虑在其中, 这需要从理论推导上进行创新。实际上,如果深入分析Obstfeld和Rogoff (1995)开创的新 开放经济宏观经济学就会发现,经济体量的因素已经包含在模型的方程解之中,但是由于其 关注点并不在经济规模上,因此并未将之系统化,需要进一步的挖掘和阐释。本文将在其经 典的方程式解的基础上,将他们已经点出但并未系统化的经济体量因素做进一步的推导,从 理论源头上找到经济规模对于溢出效应具有调节作用的根据。
第一节 新开放宏观经济学模型
Obstfeld和Rogoff (1995)提出了一个具有微观基础、能够进行跨期分析的开放经济动 态均衡模型,简称为Redux模型。Redux模型进行了一系列理论假设,归结起来主要是以下 几个方面:(1)对两国居民进行标准化处理,两国人口总数为1,其中本国居民为[0, n], 外国居民为[n, 1],由此本国生产的商品也为[0, n],外国生产的商品为[n, 1]; (2)两国居 民既是生产者也是消费者,并且具有相同的消费偏好,因此其消费效用具有同样的表达形式, 同时每个居民都有一定的市场垄断势力,因此全球需求是一条向下倾斜的曲线;(3)两国之 间的贸易没有任何阻碍或成本,购买力平价成立;(4)存在一个完整的国际资本市场,两国
① Obstfeld,M,Rogoff,K. “Exchange Rate Dynamics Redux”, Journal of Political Economy,vol.103, 1995, p.624~660.
51 居民进行交易的资产是用复合消费品进行标价的债券;(5)每个居民的效用函数由起到正向 作用的消费、实际货币余额,以及起到负向作用的工作努力构成,每个居民的决策依据是在 预算约束的前提下最大化其效用。
Redux模型在提出来以后,成为分析国际经济问题的基本理论框架。本文的分析并不是 简单呈现 Redux 模型的分析框架,而是在 Redux 模型的基础上,进一步分析经济体量的因 素如何影响货币政策的传导机制,这样就要想办法把经济体量的因素体现到相应变量的表达 式中。同时,由于 Redux 模型考虑了时间因素,因此货币政策的短期影响和长期影响表现 出了比较大的差异,我们还需要进行短期影响和长期影响的分析。以往基于 Redux 模型的 分析很少关注经济体量的因素,也很少对比短期影响和长期影响的不同。我们首先需要考虑, 如何在理论模型中恰如其分地加入经济体量的因素?事实上,Redux模型为此提供了一个分 析思路。简单而言,由于对两国居民进行标准化处理,两国人口总数为1,其中本国居民为 [0, n],外国居民为[n, 1],而在初始稳定状态下,本国的平均产出和外国的平均产出是相 等的,也就是人均量相同,那么实际上人口规模的多少就衡量经济体量的大小,因此n的大 小即可以衡量本国的经济规模,而(1—n)则可以衡量外国的经济规模,(1—n)越大,那么 外国经济体量相对本国就越大;(1—n)越小,那么外国经济体量相对本国就越小。当我们 要看外国货币供应变化对本国经济的溢出效应时,我们需要观察(1—n)是否进入相应变量的 表达式,这样就可以分析外国经济体量对溢出效应的影响。
需要进一步澄清的是,在理论上作出这样的推论,并不意味着在现实生活中把一国的人 口规模简单等同于经济规模,这是因为在现实生活中,两国的人均产出是不相同的,因此二 者并不是一回事。但是在 Redux 的模型假设中,假定了初始状态下两国人均产出相同,因 此经过标准化处理的人口相对比例,可以反映两国经济规模的相对大小。在《Exchange Rate Dynamics Redux》这篇经典论文里,Obstfeld和Rogoff在注释里也用n的大小来衡量国家的 经济规模(relative country size)。
应该看到,接下来的分析主要基于 Redux 模型,因此不可避免需要大量引用模型中的 公式,以下引用不再一一标注。同时,这一章将在 Redux 模型基础上推导出相关表示溢出 效应的宏观经济变量的短期和长期变化率的表达式。
我们用相应的字母表示本国的经济变量,而用带星号的字母表示外国的经济变量。当外 国经济变量及其表达式与本国存在对称关系时,为了简略表示,则只呈现本国的方程和表达。 基于这些假设,本国的复合消费可以表示为:
4 0-i e
c = [j;c(z) 丁 dz]丙
其中e为具体商品之间的替代弹性,e >1。用p表示价格指数,则汇率e可以表示为:
P = EP* (4.2)
同时,价格指数可以表示为:
52
P ==[j;p(z)(-e)dz + f Ep*(z)(—e)dz]百 (4.3)
用y(z)表示每个具体居民的产出,T表示税收,M表示货币持有量,F表示居民拥有的 证券数量,那么本国居民的效用函数和预算约束分别可以表示为:
& =普"七[角G专 + 冬(譽)1= - fys(z)“] (4.4)
其中,P为贴现率,大于0而小于1;。为消费的跨期替代弹性,大于0; £为货币持有 余额的效用函数,大于0; “为劳动厌恶程度,大于1。
PtFt + Mt = P(1 + rt_1)Ft_1+Mt_1 + p(z)yt(z) — PtCt — PT (4.5)
政府收入来源为税收和铸币税,因此有:
Gt = Tt + Mt-Mt-I (4.6)
1 1 Pt
如果用Qt表示国际产品市场,那么有:
Qt=nCt + (1 —n)C; (4.7)
个人消费和政府消费共同构成了世界市场的总需求,可以表示为:
W= + nGt + (1 — n)G; (4.8)
假设产品市场均衡,即y(z)=c(Z), C=W,那么根据产品间的替代弹性,可以将产出y(z) 表述为:
W(z) = (^)"[Qt+nGt + (1 — n)G;] (4.9)
用it表示本国名义利率,用rt表示世界实际利率,那么有:
1 + ^=詈(1+比)(4.10)
1 + 匚=肛(1 + 琴)(4.11)
Et
将式(4.9)代入式(4.5)中,然后运用拉格朗日算子的办法,对效用函数和预算约束 求一阶最优条件,得到对称的6个方程,由于只需要在外国相应变量上打上星号,因此只展 示本国的一阶最优的方程即可。
Ct+1 =严(1 +*)% (4.12)
力燈)一缶川 (4.13)
#"+(1/0)=(另)C、[Qt + 叫 + (1 — n)G;]> (4.14)
53
 
在这三个方程中,式(4.12)是标准的欧拉方程,解决了消费的跨期选择问题;式(4.13) 比较有意思,在这个等式中,消费而不是产出进入了方程的右边,决定货币持有余额的因素 中,消费对于货币持有效用具有重要影响;式(4.14)衡量了在弹性价格情况下的最大产出 条件,即居民从产出中获得更多收入的边际消费效用等于付出劳动的边际负效用。
为了更加深入地分析一国货币政策和财政政策对另一国的影响,需要对上述方程进行线 性变换。进行线性变换的好处,是可以把复杂的指数方程变成线性形式,从而可以通过解多 元一次方程,用外生变量来表示内生变量,这样就可以通过方程的表达式来直观观察货币供 给这样的外生变量冲击的溢出效应如何发挥作用。
进行线性变换的原理是对方程两边求对数,然后在对变量的对数取微分,这样得到的结 果实际上就是相应经济变量的变化率,用带帽的字母表示。这个数学过程实际上可以表示为 X = dlnX = dX/X。
汇率变化可以表示为:
E = P-P* (4.15)
两国的价格指数通过线性化处理后变为:
Pt = npt(h) + (1- n)[Et + p((f)] (4.16)
Pt = n\pt(K) - Et] + (1- n)p*(f) (4.17)
预算约束方程可以改写为:
 
全球产品市场的总需求是nC + (1 — n)C*,由此可以表示为:n『(”),-G)+ (1- ")(马搭-G*),这比较好理解,因为两国的资产相加必然为0。对这个式子进行线性化之 后,可得:
Qt=n[pt(h)+yt-Pt-^^-]+ (1-n) [0*(刀+ % - 0* -野](4.20) 总需求方程(3.9)线性化之后可得:
九=聊一 0t(h)] + Qt + “譽+(—n)野 (4.21)
必=晰一 0*(/)] + Qt + “券+(—n)詈 (4.22)
一阶最优条件下的产出方程线性化之后可以改写为:
54
 
1+沪=-汕 + 推t+“讐+(1-“)詈](4.23)
@ —1+£)冗=—詢 + 抑t+“ 野+ (1 —“)詈](4.24)
标准欧拉方程(4.12)线性化之后可以改写为:
Q+i = Ct + o(1—0)九(4.25)
空+i = + 0(1 —0)九(4.26)
资本市场的一阶最优方程线性化之后可以改写成:
Mt —R=^G—£(九+牛护)(4.27)
M;—用=舟^—软九+卑尹)(4.28)
预算约束方程(4.18)和(4.19)可以表示为:
。=「空 + 0(人)+ 5> —戶一竺(4.29)
Qo 八丿丿 Qo
c* = —T•缶)乎+ 0*(7) + j>* — P* — ¥ (4.30)
应该看到,(4.20)—(4.24)、(4.29)、(4.30)这几个方程在长期状态下仍然成立,如 果用带帽的字母加撇来表示相应变量长期值的变化率,那么求解这7个方程,可以得到本国 复合消费在稳定状态下的变化率为:
 
 
 
其中:
A = o[1 + 0(口—1)] (4.32)
B=T (4.33)
△=A + 0 — 1 (4.34)
厂=o(0 — 1)(卩—1) + o(i[1 - 1+”;_1)] (4・35)
y' = —-<7Z+-■―― [”型+(1_”)叱]
A A[1 + b(“-1)] Qo Qo」
7 个方程的解式(4.31)和(4.36)具有非常重要的意味,尤其是对于理解外国货币冲
击的短期和长期效应,非常重要。从(3.31)可以看出,由于0>1,因此△总是大于A,那
么rf前面的系数小于1,这说明从长期来看,本国的财富并不同比例转化为消费,这是因 Qo
55
 
为随着财富增加,消费的边际效用减少(考虑到消费的边际效用为C飞),因此由边际效用 衡量的产出也将减少,这表明本国居民将会减少劳动,而增加休息。式(4.36)中,C'前面 的系数为负,也印证了上述分析。
第二节短期价格刚性下的方程求解
由于在现实经济运行中存在短期名义价格刚性的问题,因此,在求解线性表达式中,我
们假定存在价格刚性,并在此情况下求解方程组,即仍然用外生变量来表示内生变量。 汇率变化可以表示为:
£ = p_p* (4.37)
存在价格刚性时,也就是产品价格的变化率为零,也就是0t(h )和0[(/ )为0,式(4.3) 线性化之后可以表示为:
P =诫⑷ + (1- n)鸭 + 0*“] = (1- n)左 (4.38)
戶* = n[pt(h) — /?] + (1 — n)p*t(/) = —nF (4.39)
通过替代弹性来求解产出的方程线性化之后变为:
夕= 0(1 — n)左+ Q+n兰+(1 — n)吆(4.40)
Qo Qo
■y* =—如片 + 0 + “竺 + (1 — “)吆 (4.41)
Qo Qo
由于国家资本市场的唯一资产是基于两国产品的债券,因此一国资产必然等于另一国负 债,上述两个式子用到了这一假设,即nF + (1-n)F* = 0。
加入时间因素,并把新的预算约束方式线性化之后,得到:
将此方程线性化,并且用字母加撇来表示变量长期值的变化率,可以得到
罟=y— (1 —町—瓷(4.43)
 
接下来可以通过资本市场和产品市场两个均衡方程来获得远期汇率的变化率。先从资本 市场均衡来看,将式(4.27)和(4.28)进行减法运算,可得:
(〃 —〃*)—片=— C*)—缶 @'—的(4.45 )
56
 
对(4.45)式子每个带帽的变量加上撇,变成一个长期冲击下的变化率方程,由于片'等 于左",因此后面那项为零,式(3.45)可以变为:
片,=(矽—帀*,) _舟(0, — C*,) (4.46)
而当货币冲击是永恒的,那么M —M* = M'—M*',根据(4.25 )和(4.26 )这两个标 准的欧拉方程,因为本国和外国分享了共同世界实际利率,因此C-C* = C'-C*'。这样一 来,式(4.46)就可以表示为:
左=(M-M*)_mc-C*) (4.47)
这说明,货币冲击对相对消费具有长期影响,同时,汇率回调整到长期水平。这可以视 为资本市场的汇率均衡方程。接下来,我们来求取全球产品市场的均衡。
由于我们感兴趣的是一国货币政策冲击对另一国的影响,因此,为了简化运算,在考虑 货币政策时,可以假设两国的财政政策保持不变,即dG=dG*=dG,=dG*,=O。将式(4. 43)减 去(4. 44),并将式(4.31)带入其中,同时由(4.40)和(4.41)可以知道,y - )>* = 0片,由 此可以解出世界产品市场的均衡方程为:
 
将资本市场和产品市场两个均衡方程联立,可以得到汇率(根据上文,也是远期汇率) 的变化率表达式为:
(M - M*)
r4(8-l)+o^(r4+A)、
在货币政策的溢出效应传导机制中,利率也是一个重要渠道,对上述方程进行运算后 可以得到短期世界产品市场的变化率和世界实际利率为:
0 = _0(1_0并 (4.50)
产= —G + £)[nM + (1 — n)M*] (4.51)
第三节 基于 Redux 模型分析经济体量如何影响溢出效应
一、短期溢出效应
求解上述方程组,是为了用货币供给等外生变量来表示消费、生产、物价、汇率、经常
账户等内生变量,由此可以看出货币政策的作用机制和传导机制。本文需要更进一步看经济
57
体量因素如何对这种传导机制产生影响,因此需要看衡量两个经济体规模的n是否进入表达 式。我们把分析的目标定位本国,而将外国货币政策变化视为外部冲击。
由于利率和汇率是主要的传导渠道,我们先来看外国货币政策扩张对利率和汇率的影响 首先来看利率,在这个理论模型中,由于利率平价,各国享有同样的世界利率,因此, 这也可以看成是对本国利率的影响。在世界实际利率的变化率表达式(4.51)中,(1—n)进 入表达式,这意味着当外国相对于本国的经济规模越大,也就是(1—n)越大,那么外国的货 币供给M*对世界实际利率(本国利率)的影响也就越大;相反,如果外国相对于本国的经 济规模越小,也就是(1—n)越小,那么外国的货币供给M*对世界实际利率(本国利率)的影 响也就越小。
其次来看汇率,在汇率的表达式中,尽管没有出现(1-n),但是可以明显看到,由于当外 国经济体量越大,越是能够影响世界实际利率的变化率几而r进入了汇率变化率的表达式, 根据这一传导机制可以推断,外国和本国经济体量的相对变化将会影响外国货币政策变化本 国汇率的溢出效应,但是从式(4.49)中难以判断出影响的方向。
外国货币政策从利率和汇率渠道开始传导,我们选取产出、消费和物价指数作为主要的 宏观经济指标,来看待对本国的影响。我们先来分析短期效应,首先看产出。
根据式(4.40),仍然假设政府支出不变,只考虑货币政策变化,那么短期产出的变化 率为:
夕=e(1-谚+ Q =鱷;;需爲⑷—炉)—久1一妙(4・52)
将式(4.51)带入其中可得:
&呢(1 — n)(r^ + △)
r4(e — 1) + 呢(r4 + △)
”(1一 0) (e +占)+ (1— 町M*] (4.53)
这个表达式由两部分因素组成,在第一个因素册豊鵲(M-〃*)中,显然,本国 产出的变化率与外国货币政策扩张呈反比,而且负面影响的程度与外国经济体量(1-n)成正 比,说明,在短期来看,外国经济体量越大,那么外国货币政策冲击给本国产出带来的负面 效应就越大,外国经济体量越小,则这种负面效应就越小。而在第二个因素o(1-0)(£ + 占)[nM + (1 —n)M*]中,外国货币政策扩张起到正向作用,这是因为外国实行扩张性货币 政策,将降低世界实际利率,从而提升了全球产品市场的实际需求,增加的需求有一部分会 扩大本国生产。很显然,这两个相反的因素都与外国经济体量(1-n )成正比。
其次来看价格指数,根据式(4.38)可知:
58
 
Q£(l-n)(rA+A)血
rA(0-l)+a£(rA+A) I
由此可知,M*增加,本国货币升值,价格指数降低。外国体量(1-n)越大,外国货币政 策变化对本国价格指数的影响就越大。
再来看消费,同样由两个因素构成:
 
。(1一 0)(£ + 占)[nM + (1 —n)M*] (4.55)
这个表达式同样由两部分因素组成,在第一个因素爲XXX(〃-〃*)中,显然, 本国消费的变化率与外国货币政策扩张呈反比,而且负面影响的程度与外国经济体量(1-n) 成正比,说明,在短期来看,外国经济体量越大,那么外国货币政策冲击给本国消费带来的 负面效应就越大,外国经济体量越小,那么这种负面效应就越小。而在第二个因素 (1—0)(£ +占)[nM + (1 —n)M*]中,夕卜国货币政策扩张起到正向作用,这是因为外国实 行扩张性货币政策,将降低世界实际利率,从而提升了全球产品市场的实际需求,增加的需 求有部分增加本国消费。很显然,这两个相反的因素都与外国经济体量(1-n )成正比。
从短期来看,外国采取扩张型货币政策对本国产出的影响可以表示为图4-1:
59
 
 
图4-1 外国扩张型货币政策对本国产出溢出效应的传导机制
 
以上几个方程,将经济体量因素加入到外国货币政策变化对本国产出水平、物价水平和 消费水平的溢出效应表达式中,可以清晰看到经济体量因素确实起到了作用,但由于表达式 比较繁琐,还难以比较其净效应。为了让人们能够直观看到经济体量因素的影响而不失逻辑 严密性,我们可以对各个表达式进行适度的简化。由于系数较多,我们可以作出这样几个合 理的假设:一是假设商品间的替代弹性e仅比1大一点,因此(e-1)可以认为是o,折现率B 假设接近于零,这样一来就可以对式(4.53)(4.54)(4.55)进行适当的简化,并经过推演 后形成如下表达式:
夕= (1 — n + 0E:n)M — (1 —兀)(1 — n)M* (4.56)
P = (1 — n)£ = (1 — n)(M — M*) (4.57)
C =兀丽 + (1 —n)M*] (4.58)
表示经济体量影响的因素(1 — n)都进入了简化之后的表达式。我们首先来看产出水平 的影响,净值效应究竟是正还是负,取决于(1-的大小,在折现率接近于0的情况下, 持有货币的效用大于0,因此初、于1,在商品替代弹性接近于1的情况下,消费的跨期替代 弹性。会变小,但仍然无法判断与1的大小,因此净值效应可能为正也可能为负,但是可以 肯定的是,无论是正是负,当外国实行扩张性的货币政策,对本国产出水平的短期溢出效的
60 绝对值大小,与外国经济规模(1-n)成正比,即外国相对本国经济体量越大,这种效应越 大;反之,外国相对本国经济体量越小,这种负向效应越小。这种理论上的推导结果,与上 一章的特征事实是吻合的。
再来看物价水平的影响,式(4.57)提出了非常简洁的形式,外国实行扩张性的货币政 策,由于汇率升值,对本国物价会形成负面影响,并且负向效应与外国经济规模(1-n)成 正比,外国相对本国经济体量越大,这种负向效应越大;反之,外国相对本国经济体量越小, 这种负向效应越小。
最后来看消费的影响,式(4.58)说明,外国实行扩张性的货币政策,对本国的消费起 到了正向的作用,并且正向应与外国经济规模(1-n)成正比,外国相对本国经济体量越大, 这种负向效应越大;反之,外国相对本国经济体量越小,这种负向效应越小。
二、长期溢出效应
接下来,我们再来看长期效应,从长期来看,0为0,对于消费来说,式(4.55)可以 表示为:
m:WM*)(4.59)
这样,从长期来看,本国消费的变化率与外国货币政策扩张呈反比,而且负面影响的程 度与外国经济体量(1-n)成正比,说明,在长期来看,外国经济体量越大,那么外国货币政策 冲击给本国消费带来的负面效应就越大。
对本国产出来说,由式(4.36)可知,j>' = —,因此根据式(4.59)可以得到:
(Ed"g (m 一 帀*) = (DdT 俪* 一 期) rA(6-l)+(rA+^)ffE rA(6-l)+(rA+^)ffE
这说明,与短期效应不同的是,从长期来看,外国货币冲击对本国的产出变化率主要表 现为正向效应,在上文已经分析过,由于外国增加货币供应之后,外国居民会积累财富,而 外国的财富并不同比例转化为消费,这是因为随着财富增加,消费的边际效用减少(考虑到
1
消费的边际效用为CU),因此由边际效用衡量的产出也将减少,这表明外国居民将会减少 劳动,而增加休息,长期效应下,本国居民则会减少休息,增加劳动,从而增加本国的产出。
并且可以看出来,随着外国经济体量(1-n)变大,外国货币扩张对本国产出的长期正向溢出效 应会变大。
对本国的价格指数来说,由于在长期来看,世界实际利率的变化将会回升,也就是说M* 的增加对产的负面影响将会得到修正,在从本国价格指数的表达式出发,戶= (1-n)F = 册帶册(M-M*),当r从短期的下降逐步回升时,式XXX(M-M*)的值 逐步增加,因此本国货币贬值,价格指数回升。
61
 
 
从长期来看,外国采取扩张型货币政策对本国产出的长期影响可以表示为图4-2:
 
 
 
 
图4—2外国扩张型货币政策长期对本国产出溢出效应的传导机制
与短期效应的分析相类似,我们可以沿用上述简化的假设,使得长期溢出效应的表达式 变得简洁而不失去关键信息。假设商品间的替代弹性e仅比1大一点,因此(e-1)可以认为 是o,在这种情况下由于卩和C'的表达式都有(e — 1),因此可得:
 
戶'=(1 — n)(帀一帀 *) (4.63)
从简化表达式可以看出,从长期来看,外国货币政策对本国宏观经济的溢出效应在产出 水平和消费水平都较小,而价格的影响则是在长期内保持了显著。
从理论和实践两个层面来看,分析货币政策的溢出效应,短期效应比长期效应更为重要, 因为一个国家货币政策发生变化之时就开始启动传导机制,对他国宏观经济的溢出效应在短 期时滞后就会显现出来,因此短期效应比较明显,而后随着时间推移,则会受到越来越多复 杂因素的影响。
第四节 本章小结
这一章在Redux模型的基础上,探讨运用Redux模型的方程解,在一国货币政策变化 对另一国产生溢出效应的表达式中尝试加入经济体量的因素。通过在理论推演上的“递进一 步”,可以为经济体量对溢出效应具有调节作用这一崭新命题找到理论上的依据。
这一章的另一个创新之处,是在求解比较复杂的表达式之后,经过必要的简化处理而得 到相对比较简单、对称的表达式,减掉了不必要的枝节而保留住了必要的逻辑。从式(4.56)、 (4.57)、(4.58)三个简化后的表达式可以看出,外国货币政策变化对本国的溢出效应大小, 与外国相对于本国的经济体量大小息息相关,当外国相对于本国经济体量越大时,则溢出效
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应越大;相反,当外国相对于本国经济体量越小时,则溢出效应越小。
中国作为后发现代化国家,经济总量正在不断接近美国,换句话说,美国相对于中国的 经济体量在变小,这种经济体量的相对变化将如何影响美国货币政策变化对中国宏观经济的 溢出效应?这是伴随着中国崛起为经济巨人而必须要从理论和实践上进行回答的崭新课题, 而上述理论推导则为回答这一崭新理论课题提供了新开放宏观经济学的理论依据。
还应该看到,上述理论推导还有更深层次的含义。在一般的理论模型中,贸易渠道容易 进入理论模型,而当前的前沿研究比较注重于与全球金融周期、资本流动等相关的利率渠道、 汇率渠道。在这个模型中,世界实际利率变化率的表达式中包含了一国的货币扩张和经济体 量因素,这实际上表明了一国实行扩张性货币政策同样可以经由利率渠道、汇率渠道发挥作 用,这使得本文的理论创新具有更广泛的解释力。
同时,基于 Redux 模型的理论推导,为如何做经济规模影响溢出效应的实证研究提供 了研究路径。在运用 Redux 模型进行求解的过程中,推理得到一国货币政策扩张对汇率和 世界利率的表达式,是最终得到溢出效应表达式的基础。因此,基于理论模型而进行实证研 究,需要着重注意中国经济总量不断接近美国,如何通过对利率渠道和汇率渠道产生作用而 最终对溢出效应的不同产生影响。
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第五章 两国三部门模型:对称模型和不对
称模型的比较
上一章分析为经济体量因素影响溢出效应提供了理论依据,在此基础上,本文将继续使 用Canzoneri、Cumby、Diba等(2005)提出的两国三部门基准模型①进行更深入的分析。 Redux模型的优势在于能够运用数学表达式呈现经济变量之间的复杂关系,但是在比较溢出 效应大小时还不够直观,因此,本文在此基础上继续使用两国三部门基准模型对这一问题进 行理论上的分析,目的是为了在尽量保留主要经济逻辑的前提下,对溢出效应的大小作出直 观的呈现和比较。这有利于我们加深对这一问题的理论理解。
主流的两国三部门基准模型一般都是对称的模型,这样可以对无关紧要的次要问题进行 必要的减省。本文将对两国三部门基准模型进行一个扩展性的改造,以便能够把经济体量作 为一个变量加入到理论模型中。具体而言,本文在理论模型上的创新之处在于,在基准模型 中给两国的总产出加上一个系数,通过推导可以计算出溢出效应与系数的表达式,这样系数 的变化就可以影响溢出效应的大小。实际上,系数体现的是两国产出的比例关系,这样就把 基准模型变成了一个普遍模型,而系数为1即是对称的基准模型,当系数小于1时,就可以 形成一个经济体量比较大而另一个经济体量比较小的不对称模型。通过这样的对比,就可以 看出经济体量变化如何影响宏观经济政策的溢出效应。
第一节 两国三部门基准模型
Canzoneri、Cumby、Diba 等(2005)提出的两国三部门基准模型,实际上是在 Redux 模型的基础上进行适当的简化,使得数学运算过程变得更为简洁。两国三部门模型的好处是, 通过简单的假设和运算,可以从理论上推导货币政策传导的机制,以及溢出效应的大小。
两国三部门基准模型把一个国家的产品分为贸易品部门和非贸易品部门,非贸易部门只 能在本国销售,而贸易品部门则可以同时在国内销售和国外销售。这样在一个对称的两国模 型中,一个国家贸易品的海外销售即是本国的出口,而是另一个国家的进口,对另一个国家 而言反过来也是成立的。基准模型基于四个假设:(1)经常账户均衡,(2)消费效用采用对 数形势,(3)每个家庭用于三个部门产品消费的费用比例是恒定的,(4)持有现金的效用采 用对数形式。
① Matthew B. Canzoneri, Robert E. Cumby, Behzad T. Diba. “The need for international policy coordination: what's old, what's new, what's yet to come?”, Journal of International Economics, vol.66 , 2005, p.363~384.
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在基准模型中,由于涉及到两个国家,同时涉及到三部门产品,变量多而相似,为了不 弄混淆同时也方便阅读,有必要在此为变量的标记做一个简要的说明。假设用 N、D、E 分 别代表非贸易品、国内销售的贸易品和出口的贸易品,那么标记规则可以总结为以下几个原 则:(1)经济变量不打星号表示本国变量,打星号表示外国变量;(2) N、D、E 一般作为 下标出现,不打星号表示本国产品,打星号表示外国产品。
在基准模型中,两个国家的情况处于对称状态,只需要写出一个国家的方程,另一个国 家的情况实际上是一种镜像。假设本国每个家庭都生产三种产品YMh)、YD(h)、YE(h),假 设生产三种产品需要付出的单位劳动是Zn、Zd、Ze,以C(h)表示家庭的消费,用M(h)表 示家庭的货币持有量,用P表示物价,那么每个家庭的效用函数可以表示为:
U(h) = logC(h) - [YN(h)/ ZN+YD(h)/ ZD+YE(h)/ Ze] + log[M(h)/P] (5.1)
外国家庭具有相同的在这个等式中,家庭消费由非贸易品、国内销售贸易品和国外销售 到国内的贸易品三种类型组成,并且假定消费比例是1:1:1,则有:
* 丄/J厂丄/J厂丄/J
C * C * C f 5.D 丿
在每个国家,综合物价P也由非贸易品、国内销售贸易品和国外销售到国内的贸易品这
三种产品的价格决定,则有:
P = 3P^/3Pd/3Pe/3 (5.4)
P* = 3P^/3P^/3Pe1/3 (5.5)
对每个家庭而言,消费组合成本最小,也就意味着:
PC = 3PnCn = 3PdCd = 3Pe,Ce, (5.6)
P*C* = 3Pn-Cn. = 3Pd.Cd. = 3PeCe (5.7)
每个家庭都面临着预算约束,即货币余额和消费量应该等于初始货币余额和劳动所得, 可以表示为:
M(h) + PC(h) = Mo (h) + PdYd (h) + PnYn (h) + PEYE (h) (5.8)
这样,家户通过平衡C(h)、M(h)、Pd、Pn和Pe使自身的效用函数达到最大化。假设本 国价格可以直接换算成外国价格,即Pj = SPj*,也就是说,S就可以理解为本国货币对外国 货币的名义汇率。由于假设经常账户处于均衡状态,因此两国的相互出口应该相等,即:
PECE=PE*CE* (5.9)
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在固定价格跟均衡下,根据家庭固定消费比例以及支出遵从一阶最优条件,结合可以得 到:
M = PC = 3PnCn = 3PdCd = 3Pe*Ce*
M* = p*c* = 3Pi**cn* = 3Pd*Cd* = 3PeCe (5.10)
也就是说,货币总需求实际上就等于名义消费总需求,这在基准模型中具有重要的内涵。 也就是说,一国可以通过货币政策来调节货币供给,从而影响社会名义总开支,也就是名义 总消费,而消费多少又决定了三个部门产品的生产以及劳动供给。这样的话,货币政策就可 以通过影响消费而影响其他宏观变量,并可以通过出口产品将这种影响传导到其他国家。
第二节 基准模型中的货币传导机制
在宏观经济政策的溢出效应中,汇率扮演着非常重要的角色,汇率既可以是一种传导机 制,也可以是降低溢出效应的重要政策工具。因此,在基准模型中,明确汇率的决定就变得 非常重要。由于一系列理论假设的简化,在基准模型中,汇率的决定变得非常简单。
由于经常账户均衡,每个部门产品的花费是一定的,由式(5.6)、(5.7)、(5.9)、(5.10) 可得,SP*C*= PC,则S= PC/P*C*=M/M*。也就是说,汇率是由两国的货币供给决定的。
在供给隔离的情况下,当市场达到出清时,三个部门产品的消费等于供给。则有:
YN=1/3(M/PN) YD=1/3(M/PD) YE=1/3(M/PE)
YN*=1/3(M*/P*N*) YD*=1/3(M*/P*D*) YE*=1/3(M*/P*E*) (5.11)
CN=1/3(M/PN) CD=1/3(M/PD) CE*=1/3(M*/P*E*)
CN*=1/3(M*/P*N*) CD*=1/3(M*/P*D*) CE=1/3(M/PE) (5.12)
值得注意的是,本国生产的国外销售的贸易品Ye应该等于1/3(M*/P*e),而M*=M/S, P*E= Pe/S,因此,Ye就等于1/3(M/Pe)。也就是说,本国的货币供给,不仅决定了本国不可 贸易品和国内销售的可贸易品的消费和生产数量,而且也决定了国外销售的可贸易品的消费 和生产数量。
综上所述,我们就可以把5个方面的宏观经济变量表达式写出来:
产出:Y=1/3 Yn+1/3 Yd+1/3 Ye
货币需求:M=PC=PnCn+PdCd+Pe*Ce*
消费福利:C = 1/3Cn+ 1/3Cd+ 1/3Ce*
价格水平:P = 1/3Pn+ 1/3Pd+ 1/3Pe*
以及国际收支:PeCe=Pe*Ce* (5.13)
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在对称模型中,另一个国家的情况与之类似。在基准模型中,货币政策发挥作用的传导 机制是:货币供给 M 的增长导致 PC 的增长,这样社会名义总支出和总需求都会增长,在 固定价格的情况下,家庭在每个部门产品上的支出也会同比例增长。由于 CN=1/3(M/PN) 、 Cd=1/3(M/Pd),在货币供给M增加而价格Pn和Pd都保持不变的前提下,对不可贸易品、 国内销售的贸易品的消费就会随着M而同比例增加。但是需要看到,在国际贸易的语境中, 由于货币供给M增加,因此本国货币相应贬值,汇率S增加,因此进口商品的价格Pe* (=S P*e*)也会同比例上升,这样M/ Pe*就保持不变,也就是说货币供给增加并不影响本国的进 口消费,本国的进口消费是由外国的货币政策所决定的。由于基准模型是对称模型,因此外 国的货币供给M*的增加也有类似的影响。
第三节 基于两国三部门基准模型深入分析溢出效应
由于做了一系列简化的假设,两国三部门基准模型为我们分析宏观经济政策尤其是货币 政策的溢出效应提供了一个清晰、简洁的分析框架。在基准模型中,现实世界复杂的经济关 系能够以简洁的形式呈现出来,可谓删繁就简、简明扼要,去掉不必要的枝节、抓住主要矛 盾。
从基准模型的推导来看,当一国增加货币供给时,将不影响本国进口消费在消费支出中 占有的比例,这一点毫无争议,但是货币政策的传导机制不能停留于分析本国进口的层次, 还需要分析当增加货币供给时,本国销售到海外的可贸易品的变化。很显然,本国增加货币 供给时,出口产品的价格相对于外国国内的产品价格将会降低,即便在消费比例不变的情况, 也会增加本国的出口,这样的话本国的产出就会增加,而出口和进口仍然保持均衡,国际收 支不受影响。
另外,基准模型在推导过程中回避了三部门产品之间的相互替代问题,即便假设保持不 可贸易品和国内销售的可贸易品的价格不变,但是本国销售到国外的可贸易品的价格以及进 口商品的价格,都会随着货币供给的变化而产生价格波动,一旦产生价格波动,那么家庭从 理性经济人的角度出发,就可能在三种商品之间调整消费比例,而消费比例的变动会影响产 出和国际收支。比如说,当一国增加货币供给时,由于货币贬值,其销售到国外的可贸易品 的价格就会显得更加便宜,从而促进另一国家庭的更多消费,这会带来的一个结果就是本国 增加了出口和产出,出现了贸易顺差,而国外增加了进口,减少了产出,并且出现了贸易逆 差,国际收支出现问题。当我们假设三部门产品之间存在相互替代时,本国增加货币供给, 就会带来“以邻为壑”效应,就会对另一个国家产生负面的溢出效应。换句话说,当出现了 产品替代导致三部门产品的消费比例出现变化时,一国增加货币供给对另外国家的负面溢出 效应会显著增加。
最后,基准模型是一个对称的两国模型,即在理论推导过程中默认了本国总产出 Y 与 外国总产出Y*相等,因此两国货币政策对另一国家的溢出效应具有对称性。这样一个规模 67
对称的基本假设,经济体量因素由于对称而被忽略,实际上是把经济体量对溢出效应的影响 排除在模型之外了。这与现实世界的经济互动也不相符合,我们经常看到的情况是两个国家 的经济体量并不相当甚至相差甚远,在这种情况下大国货币政策对小国的溢出效应与小国货 币政策对大国的溢出效应,无论是从经验上还是理论上都不可能符合对称的条件。因此,我 们有必要松动“对称”这个前提假设,这样经济体量的影响就能被带入到模型的分析中。
为了与前面的 Redux 模型相呼应,我们先可以分析对称模型中的溢出效应,然后对模 型进行创造性改造,把经济体量的比值作为变量加入进去,以观察经济体量对于溢出效应的 影响,并且与对称模型进行对比,就更能凸显经济体量因素的影响。
一、两国三部门基准模型的溢出效应分析
我们首先假设三部门产品之间不存在消费替代,也就说消费比例始终保持不变。在此 条件下,假设本国货币供给M增加了 m/3①(m>0),由于Pn和Pd保持不变,因此货币增加 之后的消费就相应增加m/3,我们用字母加撇的方式表示货币供给增加之后的新情况,那么 C,N=(3+m)/3CN, C D=(3+m)//3CD。需要说明的是,当本国增加货币供给,假设本国生产的 不可贸易品和国内销售的贸易品价格保持不变,需要满足两个条件,一个是增加的货币供给 完全转化为劳动者工资增加,同时劳动者消费福利增加并不改变其边际劳动供给。这两个条 件相对严苛,但是为了在理论上更加清晰简洁、便于比较,我们仍然可以作出这样的假设②。
对于本国销售到国外的可贸易品的情况,则需要细致的分析。在不存在消费替代的情况 下,外国家庭用于不可贸易品、国内销售贸易品和进口商品的消费比例是不变的,也就是说 在本国货币供给增加m/3的情况下,外国家庭在三部门商品的消费总比例不变,用于进口的 商品消费支出不变。
由于Pe=SP*e,当本国的货币供给总量增加1/3时,本国货币兑外国货币的汇率就贬值 1/3,相应地S就变为原来的(3+m)/3。由于P*e=Pe/S,那么在本国货币增加供给之后,新的出 口价格 P'*e= PE/[(3+m)/3]S=3/(3+m) PE/S=3/(3+m) P*e。由于消费比例不变,因此 P'*eCe=P*eCe, P'*E=3/(3+m) P*e,那么C'e= P*ECE/P'*E=(3+m)/3CE。因此,在消费比例不变的情况下,由于 外国进口商品的价格跌为以前的3/(3+m),因此其消费量相比以前也相应提高到(3+m)/3,这 样一来外国家庭用于进口商品的总支出没有变,但是价格降低到以前的3/(3+m),而消费量 上升到以前的3/(3+m)。再来看本国进口的情况,由于Pe*=SP*e*,由于本国货币供给总量增 加m/3,汇率相应贬值为原来的(3+m)/3,因此,新的进口价格P'e*就等于原来的(3+m)/3, 由于假设消费的比例不变,因此新的进口商品C'e*就要相应地降低到原来的3/(3+m)。
在此情况下,我们可以来计算各国宏观经济变量的变化。对本国而言,当本国的货币供
①m/3的数字属于理论假设,由于基准模型中系数的分母都是3或3的倍数,因此假设为增加m/3更加方 便计算和讨论,并不代表真实的情况。
②参见孙杰:《宏观经济政策国际协调导论》,中国社会科学出版社2021 年版,第220~222页。
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给总量增加m/3时:
C'=1/3*(3+m)/3CN+1/3*(3+m)/3CD+1/3*3/(3+m)CE*=(3+m)/9CN+(3+m)/9CD+
1/(3+m) CE*
P'=1/3Pn + 1/3PD + 1/3 * (3 + m)/3PE.=1/3PN + 1/3PD + (3+ m)/9PE.
Y'=1/3*(3+m)/3YN+1/3*(3+m)/3YD+1/3*(3+m)/3YE=(3+m)/9YN+(3+m)/9YD+
(3+m)/9YE (5.14)
对外国而言,当本国的货币供给总量增加m/3时:
C'*=1/3CN*+1/3CD*+1/3*(3+m)/3 CE*=1/3CN*+1/3 CD*+(3+m)/9 CE
P'*=1/3P*N*+1/3P*D*+1/3*3/(3+m) P*E=1/3P*N*+1/3P*D*+1/(3+m) P*E
Y'*=1/3YN*+1/3YD*+1/3*3/(3+m)YE*=1/3YN*+1/3YD*+1/(3+m)YE* (5.15)
将这些新的变量表达式与原来的对比就会发现,当本国货币供给量增加m/3时,本国的 进口将减少m/(3+m),从而外国的出口会减少m/(3+m),外国的产出也会相应减少。同时, 本国的出口将增加m/(3+m),从而带动本国的出口产出也增加m/(3+m)。由于假设消费比例 保持不变,因此进出口仍然保持平衡,两国的国际收支没有变化。从价格水平来看,本国货 币供给增加后,将会提高本国进口价格,而会降低出口价格。这说明,在假设不存在消费替 代的情况下,如果本国货币供给增加,就会增加本国的消费福利,提振本国的产出;也会通 过增加出口的方式增加外国的消费福利,但是提高的比例不及本国,同时减少外国的产出。
综合起来看,假设不存在消费替代,那么当一国增加其货币供给时,将会增加本国的消 费福利,并且增加本国的产出,同时也增加外国的消费福利,但提高的幅度不如本国,降低 外国的产出。
接下来,我们来看假设存在消费替代的情况。为了简化处理,我们假设消费替代仅仅 发生在可贸易品之间,也就是说当进口商品的价格出现变化时,国内销售的可贸易品与进口 商品之间会存在替代消费,这样就会改变固定消费比例。为了简化处理,我们假设消费替代 弹性为 1。
假设本国货币供给M还是增加m/3,我们先来看外国进口的情况。在第一个阶段,其 变化与不存在消费替代的情况是类似的。本国货币兑外国货币的汇率贬值m/3,相应地S就 变为原来的(3+m)/3。由于P*e=Pe/S,那么在本国货币增加供给之后,新的出口价格P*e= PE/[(3+m)/3]S=3/(3+m) P/S=3/(3+m) P*e。由于刚开始消费比例不变,因此 P*eC'e=P*eCe, P'*E=3/(3+m) P*e,那么C'e= P*ECE/P'*E=(3+m)/3CE。接下来开始进入到消费替代的环节,由 于外国进口商品的价格只有原来的3/(3+m),也就是价格下降了 m/(3+m),按照消费替代弹 性为1来看,那么外国进口商品与外国国内销售可贸易品的比例也需要额外再提高m/(3+m), 也就是说新的C'e应该在(3+m)/3 Ce基础上再增加m/(3+m)等于(3+2m)/3 Ce,也就是说本国
69 的出口将增加2m/3。此时,新的外国国内可贸易品消费量Cd*就下降为原来的3/(3+m),即 C'D*=3/(3+m) CD*。
我们再来看本国的情况。在第一个阶段,其变化与不存在消费替代的情况是类似的。由 于Pe*=SP*e*,由于本国货币供给总量增加m/3,汇率相应贬值为原来的(3+m)/3,因此,新 的进口价格Pe*就等于原来的(3+m)/3,由于在第一个阶段假设消费的比例不变,因此新的进 口商品C'e*就要相应地降低到原来的3/(3+m)。接下来,由于进口价格上升了 m/3,那么本 国国内销售的可贸易品与进口商品的比例应该上升m/3,也就是说新的国内销售的可贸易品 消费量C'd应该等于[(3+m)/3+m/3]CD等于(3+2m)/3CD,相应的,进口商品的比例下降m/3,新 的C'e*应该等于[3/(3+m)-m/3]CE*等于(3-m)/(3+m) Ce*①,也就是说本国进口商品将比原先减 少的3/(3+m)更少。
在此情况下,我们可以来计算各国宏观经济变量的变化。对本国而言,当本国的货币供 给总量增加 m/3 时:
C'=1/3*(3+m)/3CN+1/3*(3+2m)/3CD+1/3*(3-m)/(3+m)CE*=(3+m)/9CN+
(3+2m)/9 CD+(3-m)/3(3+m) CE*
P'=1/3Pn + 1/3Pd + 1/3 * (3 + m)/3PE.=1/3Pn + 1/3Pd + (3+ m)/9PE.
Y'=1/3*(3+m)/3YN+1/3*(3+2m)/3YD+1/3*(3+2m)/3YE=(3+m)/9YN+(3+2m)/9YD+(3+2m)/9YE
(5.16)
对外国而言,当本国的货币供给总量增加m/3时:
C'*=1/3CN*+1/3*3/(3+m)CD*+1/3*(3+2m)/3CE*=1/3CN*+1/(3+m) CD*+(3+2m)/9 CE
P'*=1/3P*N*+1/3P*D*+1/3*3/4(3+m) P*E=1/3P*N*+1/3P*D*+1/(3+m) P*E
Y'*=1/3YN*+1/3*3/(3+m)YD*+1/3*(3-m)/(3+m)YE*=1/3YN*+1/(3+m)YD*+(3-m)/3(3+m)YE*
(5.17)
将这些新的变量表达式与原来的对比就会发现,在存在消费替代的情况下,本国货币供 给量增加m/3时,本国的出口将增加2m/3,本国用于出口的产出将增加2m/3;本国的进口 将减少2m/(3+m),外国用于出口的产出将下降2m/(3+m),其幅度都比不存在消费替代的情 形要大。
尤其值得注意的是,在存在消费替代的情况下,国际收支均衡将会被打破,这是由于本 国货币供给增加后,本国进口商品价格上涨,有一部分进口消费转移到本国的国内销售贸易 品,从而减少了本国的进口;同时,由于本国出口商品价格下降,因此外国有一部分国内贸 易品的消费转移到进口上来,从而增加了外国的进口、本国的出口。由此来看,本国将出现
①为了方便计算和讨论,在运算之后舍弃了分子的高次项
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贸易顺差,外国将出现贸易逆差。
综合起来看,假设存在消费替代,那么当一国增加其货币供给时,将会增加本国的消费 福利,并且增加本国的产出,使得本国出现贸易顺差,同时增加外国的消费福利,但增加的 幅度比本国更低,降低外国的产出,使外国出现贸易逆差。值得注意的是,在这种情况下, 本国产出的增加幅度、外国产出的下降幅度,都超过了假设不存在消费替代的情形。
二、将经济体量作为变量加入到两国三部门基准模型
在两国三部门基准模型中,为了方便分析,在前提假定中进行了简化处理,即认为本国 和外国的经济体量是对称的。这样的简化处理能够以简洁的方式呈现货币政策的传导机制, 但在现实世界里,经济规模不对称却是普遍的情形。尤其是涉及到美国货币政策的溢出效应, 由于美国是全球规模最大的经济体,很多其他国家在面对美国时,不仅是规模不对称的问题, 而且很可能规模的差距较大。因此,我们有必要在理论推导时松动经济规模对称的假定,来 观察当引入经济体量的变量之后,上述已经存在的传导机制会有哪些变化。
如何把经济体量的因素作为一个变量加入到基准模型之中,是一个值得探讨的问题。首 先应该看到,在基准模型之中,可以用总产出来代替经济体量,也就是不可贸易品、国内销 售的可贸易品和国外销售的可贸易品三个部门的产出之和,就是一个经济体的总产出,可以 用模型中的变量Y和Y*来指代经济体量。接下来的问题是,如何把经济体量的不对称体现 在模型中,并且使得新的模型具备可分析、可推导、可演绎的能力。一般而言,经济体量的 差距可以有两种表现方式,一种表现方式是通过差值的方法来体现,即以(Y—Y*)来表示, 这样做的好处是直观简单,但是由于Y和Y*都是假设的字母变量,并无具体的数值,将其 差值引入到模型中难以进行推导演绎。另一个方式是采用相对差值的方式来体现,即以 Y/Y* 的形式来表示,也就是说假设一国经济体量是另一国经济体量的倍数或百分比的形式来体现 经济体量的不对称。在模型的公式推导中,多数都涉及到比例和百分比的计算,这样一种形 式与基准模型的运算方式相适应,因此在引入到模型之后,仍然可以进行一般性的数学演绎。
按照这个思路,我们可以用参数a来表示一国和另一国经济体量的比值,当a等于1的 时候,其实就是基准模型,说明基准模型是新模型的一个特殊情况;当a大于或小于1时, 说明一个国家的经济规模大于或小于另一个国家,这样就出现了经济体量不对称的模型。
为此,我们假设,本国的经济规模大于外国,也就是说:Y*=aY, a<1。这样从经济体 量上来说,本国就是大国,外国就是小国,当a比较小比如说等于1/3的时候,说明大国经 济体量是小国的 3 倍。应该注意的是,我们在模型中说的经济规模或体量,指的是总产出, 不包括两国在人口或疆域方面的差别,这样的假定能够让我们专注于考虑经济体量不同带来 的影响。
首先,新的模型仍然沿用基准模型国际收支平衡的假设,如果在初始状态下处于均衡状 态,那么就必须有CE*==1/3Y*=a/3 Y= Ce。这样就可以得到,本国的开放程度C“Y=a/3,而
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外国的开放程度Ce*/ Y*等于1/3,由于a小于1,因此本国作为一个经济大国,其开放程度 小于作为经济小国的本国。这个结果符合一般的经济现实,即越是大型的经济体,越是依靠 国内大循环为主。这样一来,本国在三个部门之间的生产和消费结构也会发生变化,由于本 国生产的产品只有a/3用于出口,这个比例低于1/3,多余的出口产品就会在外国国内进行 消化,这样本国的三部门生产和消费的比例不再均衡。对本国而言,我们假设多余的出口产 品都用于国内生产的可贸易品的消费,这样的话,本国不可贸易品、国内销售的可贸易品和 国外销售的可贸易品三部门的比例就变为:1/3, (2-a) /3, a/3这样的话,本国的经济变量 可以表述为:
产出:Y=1/3 Yn+ (2—a) /3 Yp+a/3 Ye
货币需求:M = PC = PnCn+PdCd + Pe*Ce*
消费福利:C = 1/3Cn + (2 — a)/3CD + a/3CE*
价格水平:P = 1/3Pn + (2 — a)/3PD + a/3PE* (5.18)
外国的经济变量可以表述为:
产出:Y*=1/3 Yn*+1/3 Yd*+1/3 Ye*
货币需求:M*=P*C*=Pn,Cn. + Pd.Cd. + PeCe
消费福利:C = 1/3Cn* + 1/3Cd* + 1/3Ce
价格水平:P = 1/3P;*+ 1/3P:+ 1/3P]* (5.19)
这样对称的两国三部门基准模型,就变成了不对称的模型,并且假设a小于1,本国的 经济规模大于外国。接下来,我们可以根据不存在消费替代和存在消费替代两个情形分别进 行分析。分析思路是,假设外国的货币供给总量增加一定的比例,用参数a来表示货币传导 机制对外国的影响,这样就可以观察,当a非常小和接近1两种极端情形的影响,并且可以 观察当a逐渐变大接近于1,也就是当本国经济规模逐渐接近外国时,溢出效应本身的变化。
首先,我们来看不存在消费替代的情况。假设在此情况下本国的货币供给量增加了 m/3。 由于本国货币供给M增加了 m/3,由于假设Pn和Pd保持不变,因此货币增加之后的消费 就相应增加 1/3,我们用字母加撇的方式表示货币供给增加之后的新情况,那么 C,N=(3+m)/3CN,C,D=(3+m)/3CD。
对于外国销售到国外的可贸易品的情况,则需要细致的分析。在不存在消费替代的情况 下,外国家庭用于不可贸易品、国内销售贸易品和进口商品的消费比例是不变的,也就是说 在本国货币供给增加1/3的情况下,外国家庭在三部门商品的消费总比例不变,用于进口的 商品消费支出不变。
72
由于Pe=SP*e,当本国的货币供给总量增加m/3时,本国货币兑外国货币的汇率就贬值 m/3,相应地S就变为原来的(3+m)/3。在其他条件不变的情况下,外国变化与对称时相似。
在此情况下,我们可以来计算各国宏观经济变量的变化。对本国而言,当货币供给总量 增加 m/3 时:
C'=1/3*(3+m)/3CN+(2-a)/3*(3+m)/3CD+a/3*3/(3+m) CE*=(3+m)/9 CN+
(2-a )(3+m)/9 CD+a/(3+m) CE*
P'=1/3Pn + (2 — a)/3PD + a/3 * (3 + m)/3PE.=1/3PN + (2 — a)/3PD + (3 + m)a/9PE.
Y'=1/3*(3+m)/3YN+(2-a)/3*(3+m)/3YD+a/3*(3+m)/3YE=(3+m)/9YN+(2-a)(3+m)/9YD+
(3+m)a/9YE (5.20)
对外国而言,当本国的货币供给总量增加m/3时:
C'*=1/3CN*+1/3CD*+1/3*(3+m)/3 CE=1/3CN*+1/3 CD*+(3+m)/9 CE
P'*=1/3P*N*+1/3P*D*+1/3*3/(3+m) P*E=1/3P*N*+1/3P*D*+1/(3+m) P*E
Y'*=1/3YN*+1/3YD*+1/3*3/(3+m) YE*=1/3YN*+1/3YD*+1/(3+m) YE* (5.21)
我们将不对称模型与对称模型在不存在消费替代的情况下进行比较,也就是比较式 (5.14)、(5.15)和式(5.20)、(5.21)。仅从系数的变化来看,似乎当本国是大国、外国是 小国和本国与外国对称时,当本国增加货币供给,对外国的溢出效应是相似的。但深入来看 可以发现,当本国相对外国经济规模更大时,本国对外国的溢出效应会更强,能够产生的“以 邻为壑”效应也更强。
首先,除了各个系数的绝对值之外,还应该关注相对影响。先来看消费福利的变化,为 了简单分析,我们假设Cn= Cd= Ce*,那么在对称模型中,当本国货币供给增加m/3时, C=[2(3+m)2+9]/9(3+m) Cn ;而在不对称模型中,当本国货币供给增加m/3时, C=[(3-a)(3+m)2+9a]/(3+m) Cn,用后者减去前者得到{(1-a)[(3+m)2-9]} /(3+m) Cn,由于 a<1, m>0,因此二者差值恒大于0,由此可以得到,当本国相对于外国是大国时,当本国货币供 给量增加,本国的消费效用提升要高于本国和外国经济规模对称时。同时,还可以看到, {(1-a)[(3+m)2-9]} /(3+m) Cn这个表达式的值,与a呈反比,a越小,这个值越大,也就是说, 当外国经济总量相对本国越小时,本国的货币政策扩张就越是能增加本国的消费福利。
再来看价格水平,为了简单分析,我们假设PN = PD= PE*,那么在对称模型中,当本 国货币供给增加1/3时,P=(9+m)/9PN;而在不对称模型中,当本国货币供给增加m/3时, P=(9+ma)/9PN,由于a<1,因此(9+am) /9PN小于(9+m)/9P;v,也就是说,当本国相对于外 国是大国时,当本国货币供给量增加,本国价格变动的幅度要小于本国和外国经济规模对称
73 时。同时,(9+ma)/9PN这个表达式的值随着a越小而越小,也就是说,当外国经济总量相对 本国越小时,本国的货币政策扩张对本国价格变动影响的幅度就越小。
再来看产出水平,为了简单分析,我们假设Yn=Yd=Ye,那么在对称模型中,当本国货 币供给增加1/3时,Y'=(3+m)/3YN;而在不对称模型中,当本国货币供给增加1/3时, Y'=(3+m)/3YN,这说明在不对称模型和对称模型中,当本国货币供给量增加,本国的产出增 加是相同的。对于外国来说,由于出口减少,因此本国的产出也在减少,假设Yn*=Yd*=Ye*, 根据式(4.21),新的产出Y'*=(9+2m)/(9+3m)YN,比之前减少了 m/(9+3m)。但是这并不说 明产出的溢出效应与对称模型相同,接下来还会继续深入分析。
从消费福利和价格水平来看,当本国相对于外国是大国时,当本国的货币供给量增加, 那么本国的消费福利将相比外国提升更多,价格波动幅度更小。进而言之,当本国相对于外 国是大国时,本国能够以代价更小的方式,对外国产生更强的溢出效应。
从产出来看,则需要考虑一个极端情况,由于(2-a) /3大于1/3,那么在货币供给增加 的情况下,本国用于国内消费的可贸易品的生产增加的幅度,有可能全部覆盖本国贸易品的 消费,也就是说当本国货币供给增加到了一定百分比之后,本国将完全挤出外国的出口,从 而对外国的产出产生更强的挤出效应。在非对称模型中,这可以通过简单的算术计算出来。 仍然假设本国货币供应量增加百分比仍然是m/3,那么完全挤出外国在本国的出口应该满足 这样一个条件:
(2-a)/3*(1+m/3)=2/3
计算出来可得 m=3a/(2-a) (5.22)
也就是说,当本国的货币供给量增加比例超过a/ (2-a)时,本国用于国内可贸易品的 生产将完全占用本国用于贸易品部门的消费份额,这样外国出口到本国的商品将会被完全挤 出本国市场。为了便于理解,我们假设a等于1/5,也就是说,我们假设本国的经济规模是 外国的 5倍,那么在两国简化模型中,本国货币供给量增加(1/5) / (2-1/5)即 1/9时,本 国用于国内销售的贸易品将增加到(1-1/5)/3* (1+1/9),刚好等于2/3,这意味着原本用于 贸易品消费的 2/3份额将全部被本国销售的贸易品占用,那么外国的出口将会被完全挤出本 国市场,在这种情况下,外国用于出口的产出将等于零。也就是说,在不对称模型中,当大 国的货币供给量增加时,将会对小国的产出减少产生更强的负面溢出效应。
同时,再式(5.23)中,b与a成正比,由于己经假设a小于1,也就是说当a越大时, b的值也越大;a越小,b的值也越小。a越大,说明小国体量占大国的比重越大,那么大国 提高货币供给将小国出口完全挤出的比例就要更高,也就是更难;a越小,说明小国体量占 大国的比重越小,那么大国提高货币供给将小国出口完全挤出的比例就要更高,也就是越容 易。这也说明,溢出效应随着小国经济体量占大国的比重提升而降低。
接下来,我们来看存在消费替代的情况。为了简化处理,我们假设消费替代仅仅发生在
74 可贸易品之间,也就是说当进口商品的价格出现变化时,国内销售的可贸易品与进口商品之 间会存在替代消费,这样就会改变消费比例。为了简化处理,我们假设消费替代弹性为1。
假设本国货币供给M还是增加m/3,我们先来看外国进口的情况。在第一个阶段,其 变化与不存在消费替代的情况是类似的。本国货币兑外国货币的汇率贬值m/3,相应地S就 变为原来的(3+m)/3。由于P*e=Pe/S,那么在本国货币增加供给之后,新的出口价格P*e= PE/[(3+m)/3]S=3/(3+m) PE/S=3/(3+m) P*e。由于刚开始消费比例不变,因此 P'*eC'e=P*eCe, P*E=3/(3+m)P*E,那么C'e= P*ECE/P'*E=(3+m)/3CE。接下来开始进入到消费替代的环节,由 于外国进口商品的价格只有原来的3/(3+m),也就是价格下降了 m/(3+m),按照消费替代弹 性为1来看,那么外国进口商品与外国国内销售可贸易品的比例也需要额外再提高m/(3+m), 也就是说新的C'e应该在(3+m)/3 Ce基础上再增加m(3+m)等于(3+2m)/3 Ce,也就是说本国 的出口将增加2m/3。此时,新的外国国内可贸易品消费量Cd*就下降为原来的3/4,即 C'D*=3/(3+m) CD*。
我们再来看本国的情况。在第一个阶段,其变化与不存在消费替代的情况是类似的。由 于Pe*=SP*e*,由于本国货币供给总量增加m/3,汇率相应贬值为原来的(3+m)/3,因此,新 的进口价格Pe*就等于原来的(3+m)/3,由于在第一个阶段假设消费的比例不变,因此新的进 口商品C'e*就要相应地降低到原来的3/(3+m)。接下来,由于进口价格上升了 m/3,那么本 国国内销售的可贸易品与进口商品的比例应该上升m/3,也就是说新的国内销售的可贸易品 消费量C'd应该等于(3+2m)/3CD,相应的,进口商品的比例下降m/3,新的C'e*应该等于 (3-m)/(3+m) CE*。
在此情况下,我们可以来计算各国宏观经济变量的变化。对本国而言,当本国的货币供 给总量增加m/3时:
C'=1/3*(3+m)/3CN+(2-a)/3*(3+2m)/3CD+a/3*(3-m)/(3+m)CE*=(3+m)/9CN+
(3+2m)(2-a)/9 CD+a(3-m)/3(3+m) CE*
P'=1/3Pn + (2 — a)/3PD + a/3 * (3 + m)/3PE.=1/3PN + 1/3PD + (3 + m)a/9PE.
Y'=1/3*(3+m)/3YN+(2-a)/3*(3+2m)/3YD+a/3*(3+2m)/3YE=(3+m)/9YN+(3+2m)(2-a)/9YD+
(3+2m)a/9YE (5.23)
对外国而言,当本国的货币供给总量增加m/3时:
C'*=1/3CN*+1/3*3/(3+m)CD*+1/3*(3+2m)/3 CE=1/3CN*+1/(3+m) CD*+(3+2m)/9 CE
P'*=1/3P*N*+1/3P*D*+1/3*3/(3+m) P*E=1/3P*N*+1/3P*D*+1/(3+m) P*E
Y'*=1/3YN*+1/3*3/(3+m)YD*+1/3*(3-m)/(3+m)YE*=1/3YN*+1/(3+m)YD*+(3-m)/3(3+m)YE*
(5.24)
75
从上面的分析可以看出来,当存在消费替代时,本国增加货币供给,外国会产生贸易逆 差。这会比不存在消费替代的情形更加符合实际情况,也更能反映不对称模型中,经济体量 对溢出效应的影响。我们先跟上面一样,先来分析消费福利、价格水平和产出的影响,最后 来分析国际收支不平衡的影响。
我们主要是比较式(5.16)、(5.17)和式(5.23)、(5.24)。先来看消费福利的变化,为 了简单分析,我们假设Cn= Cd= Ce*,我们用式(5.23)中消费的系数之和减去式(5.16) 中消费的系数之和得到:[(1-a)/9(3+m)]*[(3+2m)(3+m)-3(3-m)],由于 a<1, m>0,因此,这 个式子的结果恒大于零,这说明,假设存在消费替代,则当大国增加货币供给时,本国的消 费效用提升要高于本国和外国经济规模对称时。同时,[(1-a)/9(3+m)]*[(3+2m)(3+m)-3(3-m)] 这个表达式的值,与a呈反比,a越小,这个值越大,也就是说,当外国经济总量相对本国 越小时,本国的货币政策扩张就越是能增加本国的消费福利。
再来看价格水平,为了简单分析,我们假设PN = PD= PE*,那么在对称模型中,当本 国货币供给增加1/3时,P=(9+m)/9PN;而在不对称模型中,假设不存在消费替代的情况, 当本国货币供给增加m/3时,P =(9+ma)/9PN;由于a<1,因此(9+ma)/9PN小于(9+m)/9P;v, 当本国相对于外国是大国时,当本国货币供给量增加,本国价格变动的幅度要小于本国和外 国经济规模对称时。同时,(9+ma)/9PN这个表达式的值随着a越小而越小,也就是说,当外 国经济总量相对本国越小时,本国的货币政策扩张对本国价格变动影响的幅度就越小。
再来看产出水平,为了简单分析,我们假设Yn=Yd=Ye,那么在对称模型中,当本国货 币供给增加m/3时,本国的产出在对称模型和不对称模型中新的产出均为(9+5m)/9。与上文 类似,在假设存在消费替代的情况下,我们仍然可以分析出大国提高货币供给而将小国出口 完全挤出的阈值。计算方法与上文类似,只是由于消费替代后,参数的比例发生了变化。假 设本国货币供给增加百分比仍为m/3,把消费替代因素考虑进去之后,那么完全挤出外国的 出口应该满足这样一个条件:
(2-a)/3*(1+2m/3)=2/3
计算出来可得 m=3a/2(2-a) (5.25)
也就是说,当本国的货币供给量增加比例超过3a/2 (2-a)时,本国用于国内可贸易品 的生产将完全占用本国用于贸易品部门的消费份额,这样外国出口到本国的商品将会被完全 挤出本国市场。也就是说,在不对称模型中,在存在消费替代的情况下,当大国的货币供给 量增加时,将小国出口完全挤出所需要的货币供给增加的比例将减少一半。可见,在存在消 费替代时,大国将会对小国的产出减少产生更强的负面溢出效应。
接下来看国际收支的变化,在最开始存在国际收支平衡,也就是说:Pe Ce=Pe* Ce*, 假设存在消费替代,当本国增加货币供给时,根据式(5.23)和(5.24),本国的出口变为: PE*(3+2m)/3 CE=(3+2m)/3 Pe Ce,而进口变为:(3 + m)/3PE. (3-m)/(3+m)CE*=(3-m)/3PE. Ce*,
76 由于Pe Ce=Pe* Ce*,系数相减的差值正好等于m,即本国就会出现价值为mPE Ce的贸易顺 差,外国将会出现mPE Ce的贸易逆差。在这种情况下,由于本国的产出水平比原来多出5m/9, 而外国的产出水平增下降到原来的3/(3+m),因此贸易顺差占本国的比例更低,贸易逆差占 外国产出的比例更高,因此本国以更小的变化对外国产生了更强的溢出效应。
需要看到的是,上述假设价格变化都是从短期出发做的推理演绎,其结果与 Redux 模 型存在很强的逻辑一致性。由于从长期来看,汇率的变化以及价格的变化无法在继续进行假 设,因此两国三部门模型的这些数量分析比较适合分析短期效应。
第四节 本章小结
这一章在两国三部门基准模型的基础上进行适当创新,将经济体量因素作为影响溢出效 应的变量加入到模型中,推导出了具有一般形式的结果。比较对称的基准模型和不对称模型 可以看出,一个国家经济体量越大,那么它使用扩张性的货币政策,就越是能够使自己收益, 并且给小国带来更大的相对影响。当然,理论推导产生的清晰简洁结果,前提条件是做了很 多严苛的前提假设,尽管结果的表达式可能更复杂,但是简化之后的结果确实反映了经济体 量对一国货币政策地另一国溢出效应的调节作用。
接下来的两个章节,我们将根据理论分析,进入到美国货币政策对中国产生溢出效应的 实证分析与检验中,观察中国经济总量日益接近美国将如何对这种溢出效应产生调节作用。 我们将首先以中国的产出水平和物价水平作为主要的宏观经济指标,来看美国的货币政策产 生的溢出效应的变化;然后以利率和汇率作为两个重点关注的溢出渠道,看经济体量因素如 何通过这些溢出渠道产生调节作用。
77
第六章 中国经济规模扩张对溢出渠道的
影响
通过特征事实那一章的分析,我们可以看到在中国经济体量相对美国比较小的时候,中 国的宏观经济指标与美国联邦基金利率的相关性更大,同时美国货币政策对中国产出水平、 物价水平的溢出效应更强;而在中国经济体量不断接近美国时,中国的宏观经济指标与美国 联邦基金利率的相关性更小,同时美国货币政策对中国产出水平、物价水平的溢出效应更弱。 同时,从上面两章的两个理论模型也可以看出去,一国货币政策对另一国的溢出效应,与两 国经济体量的相对大小息息相关。问题是如何从实证层面来解释这种差异?
我们可以把溢出效应看作是溢出的结果,结果不是凭空产生,而是通过一定的渠道和路 径、经由一定的传导机制而实现的。一般来说,货币政策的溢出渠道包括利率渠道、汇率渠 道、贸易渠道、投资预期渠道、短期资本流动渠道等。美国货币政策对中国的溢出效应,也 是通过这些溢出渠道而逐渐传导、产生影响。因此,为了解释美国货币政策对中国经济溢出 效应在中国经济体量相对美国比较小和比较大两个时期表现出的差异,一个合理的解释路径 是中国经济体量相对美国发生变化时,改变了美国货币政策对利率、汇率、贸易、投资预期、 大宗商品价格、短期资本流动等溢出渠道的影响,最后导致溢出的结果出现不同。
顺着这一思路继续往前推理,我们就需要识别中国经济体量相对美国的变化如何来对具 体的溢出渠道施加影响。目前,识别美国货币政策对中国经济的溢出渠道的相关文献很多, 但大多数文献仅仅停留于识别溢出渠道。本文提出的问题,则在此基础上更递进一步,即不 仅要识别溢出渠道,还要进一步识别中国经济体量相对美国的变化如何来影响溢出渠道发挥 作用。这是研究美国货币政策溢出效应的一个全新课题,而尝试从实证层面建立计量模型并 给予回答,则正是本文的创新之处所在。
还应看到,有一国货币政策的溢出渠道和传导机制比较多,实证分析很难不分主次地包 含所有方面,而应该选择那些对溢出效应发挥作用影响较大、各个理论流派中共识度较大的 溢出渠道。在Redux模型中,当一国实行扩张性的货币政策,首先改变两国货币的汇率和世 界实际利率,然后再影响到贸易条件和世界市场需求;在近年来兴起的全球金融周期理论中, 传导机制是金融体系中心国家的货币政策驱动全球性因素,从而推动全球范围内的资产价格 资本流动、杠杆率等的协同联动,在这其中扮演重要角色的不是实体层面的货物流动,而是 抽象层面的资本流动,因此利率渠道扮演着非常重要的角色。有研究表明,“人民币升值预
78
期是最重要的驱动因素”①,人民币汇率在影响短期资本流动、贸易等方面发挥着重要作用。
综合这些理论分析可以看出,利率渠道和汇率渠道对溢出效应影响大,很多其他溢出渠道是 基于利率渠道或者汇率渠道在发挥作用,并且在各个理论流派中具有较大共识度,可以说利 率渠道和汇率渠道是最重要也是最基础的溢出渠道。因此,本文将着重分析中美GDP比值越 来越大对美国货币政策通过利率渠道和汇率渠道发挥溢出效应所具有的调节作用。
在构建实证模型时,本文在模型中创造性地使用交互项,使得能够通过交互项的回归系 数识别中国经济体量相对美国的变化如何来影响溢出渠道发挥作用。从第四章理论模型推导 可以看出,利率和汇率受到经济体量变化的影响比较明显。顺着这一思路,这一章将重点聚 焦利率渠道、汇率渠道来构建实证模型,用定量的方式呈现中国经济规模扩张对溢出渠道的 影响。
第一节 构建实证模型的原理
由于本文的研究并不局限于仅仅识别渠道,而是要看到经济体量的因素如何影响溢出渠 道,因此在设计实证模型的时候,必须要找到一个方法,能够体现出这种影响。实际上,这 需要考察中国经济体量相对美国扩张对于溢出效应的调节效应。合理设置交互项,能够为解 决这个问题提供可操作的实证路径,其原理具有坚实的数学基础。
假设存在以下实证模型:
y = a + bz + cx + dz*x +HB+丫 (6.1)
在这个实证模型中,a是截距项,Y为误差项,b是自变量z的系数,而c为自变量x 的系数,d为x和z交互项的系数,B为控制变量组,H为控制变量组的系数矩阵。对于这 个方程,我们需要知道x对y的影响如何受到z的变化的影响,由y对x求偏导数可得:
空= c + dz (6.2)
OX
从式(6.2)可以看出,系数d衡量了dy/dx如何受到自变量z的影响。换句话说,dy/dx 代表自变量x对因变量y的影响,而系数d则衡量了 z如何来影响x对y的影响,进而言之, 系数d衡量了对影响的影响。这就为本文研究中国经济体量变化如何影响美国货币政策对中 国经济的溢出渠道,提供了恰当的研究工具。
应该认识到,美国货币当局制定货币政策主要是采用价格型工具,即主要是通过泰勒规 则盯住利率。2008年应对国际金融危机和 2020年应对新冠肺炎疫情冲击,美联储采取了量 化宽松、扭转操作等一系列向市场直接投放流动性的数量型政策,但量化政策的目标也是为 了维持长期低利率的预期,利率仍然是货币当局最重要的考量。同时,计量回归模型还需要
① 张明、谭小芬:《中国短期资本流动的主要驱动因素:2002~2012》,《世界经济》2013 年第 11 期,第 93~116 页
79
进行稳健性检验、运用工具变量解决内生性问题,为了在实证层面不至于繁琐同时又具有说 服力,这一章将主要运用美国联邦基金利率作为美国货币政策代理变量来构建实证模型①。
第二节 中国经济体量扩大如何影响利率溢出渠道
一、利率渠道实证模型构建、回归结果分析与稳健性检验
利率溢出渠道发生作用的机制,主要表现为支出转移效应、收入吸收效应、影响短期资 本流动等多种作用路径。即当一国降低利率时,会使本国货币相对他国贬值,从而能够抑制 他国出口而增加本国的出口,这就是支出转移效应。同时,随着本国产出增加,本国收入水 平也会上升,这就会增加对进口也就是他国产品的需求,进而产生收入吸收的溢出效应。因 此,一国利率水平降低对他国能够产生方向相反的支出转移效应和收入吸收效应,对产出的 影响主要取决于这两种效应的大小。同时,一国利率变化会带来资本套利机会,从而影响本 国和外国的短期资本流动,从而能够通过短期资本流动的变化产生溢出效应。
同时,由于美国处于全球金融核心地位、美元是全球储备货币,因此,当美国实行扩张 性货币政策,降低美国的实际利率,这会降低全球的实际利率,会改变中美之间、中国与全 球实际利率的差值,从而间接影响中国的短期资本流动,并最终表现为对物价水平、产出水 平等宏观经济变量的作用。利率的传导机制大致可以表示为:美国实行扩张性货币政策一中 美利差变化一支出转换效应、收入吸收效应和短期资本流动等一中国物价水平、产出水平等 宏观变量。
从第三章的理论模型推导可以看出,一国经济体量越大,那么其扩张型的货币政策对世 界实际利率的降低作用就越突出。因此,我们需要构建实证模型,来看中国相对美国经济体 量扩张如何来影响美国利率对中国利率的溢出效应。自然,实证模型的被解释变量应该是中 国的利率,我们用短期贷款利率作为代理变量,用美国联邦基金利率作为美国货币政策的代 理变量。
显然,中国经济体量相对美国扩张,或者说中美经济体量的差距不断缩小,这是本文的 核心解释变量,问题是如何在实证模型中恰当地表示中美经济体量的相对变化?从以往数据 处理的经验来看,往往有两种办法,一种办法是求取绝对差值,直接用美国的GDP减去中 国的GDP;另一种办法是用求取相对比值,用中国的GDP除以美国的GDP得到一个比值。 考虑到 GDP 总量数字巨大,会引起数据波动性大而影响回归结果,本文采用求取相对比值 的办法来表示中美经济体量的相对变化,主要有三个方面的优势:一是GDP比值的方式简单
①应该看到,由于名义利率不可能降到零,因此使用联邦基金利率不如使用影子利率能够更好衡量非常规 货币政策的影响,但是考虑到实证模型中因变量是中国的政策利率,自变量也使用美国的政策利率即联邦 基金利率,可以直观地观察美国的政策利率对中国政策利率的影响,这样可以由此观察美国货币政策对中 国货币政策的影响,因此本文的实证模型仍然用联邦基金利率作为核心解释变量。当然,使用影子利率可 以更好观察市场的互动,接下来可以使用影子利率做进一步的研究。
80
直接,也是学界和社会广泛采用的方法;二是采用比值之后,可以得到百分数,减少数据的 波动,有利于进行回归运算;三是采用比值的方法,中国的体量扩大与之成正比,有利于直 观地观察各个变量之间的相互关系。假设用CG、分别表示中美两国的GDP,而用CGAG表示 两者比值,则有:
CGAG = CG/AG (6.3)
假设用CI表示中国的短期贷款利率,用AI表示美国的联邦基金利率,用B表示控制变 量组,那么可以构建如下实证模型:
CI = a + pAI + 6CGAG + 0CGAG*AI + HB + y (6.4)
其中B为控制变量组矩阵,H为系数组成的矩阵,关于控制变量组,根据谭小芬等人 的研究①,主要加入5个控制变量,分别是中国经济增速(用CGV表示)、美国经济增速(用 AGV表示)、中国物价水平(用CCPI表示)、中国的贸易差额与GDP比值(用TD表示)、中 国新增信贷与GDP比值(用IL)表示。中国经济增速、物价水平,对于中国货币当局决定 利率水平具有重要影响,中国的贸易差额与GDP比值则衡量了中国与世界的贸易联系,中国 新增信贷与GDP比值衡量了中国的金融深化程度以及经济活跃程度,美国经济增速主要反映 美国经济的基本面。
需要说明的是,资本管制对于美国利率的变化如何影响中国利率具有重要作用,但是中 国对于除FDI之外的短期资本流动一直采取比较严格的管理,因此资本管制是一个不变的背 景变量,就没有加入到模型的控制变量中。同时,本文使用的变量都是时间序列变量,但本 文实证研究主要是分析变量之间的静态相关关系,为了方便起见变量字母下不加t。
在国际金融研究的文献里,一般以Chinn-Ito金融开放指数(KAOPEN)来衡量一个经济 体的金融开放程度,KAOPEN指数越大,表明金融开放程度越高,资本管制程度越低。根据 可以获得的数据,中国从2002年到2017年KAOPEN指数如表6—1所示。
① 谭小芬等:《美国量化宽松政策的退出公告对新兴经济体的影响》,《国际金融研究》2016 年第 7 期,第 18~32页。
81
 
表 6—1 2002~2017 年中国的 KAOPEN 指数
年份 中国的KAOPEN指数
2002 -1.21002
2003 -1.21002
2004 -1.21002
2005 -1.21002
2006 -1.21002
2007 -1.21002
2008 -1.21002
2009 -1.21002
2010 -1.21002
2011 -1.21002
2012 -1.21002
2013 -1.21002
2014 -1.21002
2015 -1.21002
2016 -1.21002
2017 -1.21002
资料来源:公开网站下载
 
从表6—1可以看出,中国的资本管制程度在长时间内基本保持不变,因此,本文在实 证分析中将资本管制作为一个背景变量处理,不出现在模型中。
所有变量均采用月度数据,中国短期贷款利率和美国联邦基金利率都采用月尾数据作为 最终值。为了与上一章所使用计量数据的时间跨度保持一致,实证研究的整体时间跨度是从 2002年1月到2020年12月,按照月度数据统计,一共228个样本。数据来源于美联储网 站、美国经济分析局网站、中国国家统计局网站以及Wind客户端。
这其中有一个情况需要特别说明,由于中美两国的GDP都只有季度数据,没有月度数据。 有三个可行的办法来处理这种情况,一种办法是用一个季度的比值作为这个季度三个月的共 同比值;另一个办法是运用插值法,用季度GDP的比值合理估算季度内的月度值;第三种方 法是求取全年GDP比值的平均值,用全年平均值作为年内12个月的共同值。本文选择插值 法求取月度比值构建基准模型,主要有两个方面的考虑:一是从经济学理论意义上,中美经 济总量的比值在一年的开头和结尾时相差较大,用月度数据可以反映短期影响,也可以观察 长期趋势;二是在近几十年的视野范围内,中美之间的GDP差距总体上呈现出不断缩小的趋 势,即中美之间的GDP比值随着时间流逝而保持了单调递增的趋势,因此根据季度比值运用
82
 
插值法获得插值具有合理性,而且季度内的变化幅度在可控范围内。为了方便,分别用
CGAGchazhi和CGAGpingjun分别来表示中美GDP比值的月度值和年度平均值。
可以通过曲线图可以直观地观察均值和插值法得到的中美两国GDP比值的差异。
 
图6-1按照年份求均值和插值法得到的中美GDP比值对比
 
横轴表示时间,从2002年1月一直到2020年12月。从图中可以看出,从2002年以来, 中国GDP相对美国不断扩张。插值法计算出来的月度值稍有反复,但总体向上,年均值则单 调递增,中美GDP比值不断增加,中国和美国的经济体量差距迅速缩小。同时也可以看到, 在每个年份,两国GDP比值的月度数值围绕均值波动,而且幅度比较大,因此使用插值法得 到的月度数值更符合实际。使用中美GDP比值的月度插值,可以得到这一章的基准回归模型:
CI = a + RAI + SCGAGchazhi + ECGAGchazhi *AI + HB + y (6.5)
在基准模型中,B衡量了美国联邦基金利率对中国短期贷款利率影响的主效应,而0衡 量了中美两国经济总量之比对主效应的调节效应,这是本文研究主要关注的系数值。
由于 CI、AI、CGAGchazhi、CGAGchazhi*AI、CGV、CCPI、TD 都是月度的时间序列数据, 基准模型实际上是一个静态模型,关注的是各个变量之间的同期相关性问题。为了避免伪回 归的问题,需要先进性单位根检验确定数据的平稳性,结果如表6—2所示:
83
 
表6—2 回归变量的平稳性检验
变量 单位根检验
中国短期贷款利率(CI) 不平稳
一阶差分 平稳
美国联邦基金利率(AI) 不平稳
一阶差分 平稳
中美 GDP 比值(CGAGchazhi) 不平稳
一阶差分 平稳
交互项(CGAGchazhi*AI) 不平稳
一阶差分 平稳
中国GDP增速(CGV) 平稳
美国GDP增速(AGV) 平稳
中国物价水平(CCPI) 平稳
中国贸易差额与GDP比值(TD) 平稳
中国新增信贷与GDP比值(IL) 平稳
从检验结果可以看出,CI、AI、CGAGchazhi、CGAGchazhi*AI都是一阶单整的时间序列 1(1),而CGV、CCPI、TD则是平稳时间序列I(0)。核心解释变量是一阶单整,为了避免 伪回归的问题,需要对变量之间做协整检验①,本文主要采用Johansen协整检验方法,结果 如表6—3所示。
① 需要说明的是,两个变量只有是同阶单整的,才可能协整;不过,三个以上的变量,即使具有不同的单 整阶数,也有可能协整
84
Trend: trend Number of obs = 226
Sample: 3 - 228 Lags = 2
maximum 迹统计量 5%临界值
rank parms LL eigenvalue
0 99 3735.5129 508.4642 208.97
1 116 3815.3011 0.50643 348.8877 170.80
2 131 3867.2387 0.36848 245.0126 136.61
3 144 3910.4101 0.31754 158.6699 104.94
4 155 3937.2085 0.21113 105.0730 77.74
5 164 3960.9118 0.18922 57.6663 54.64
6 171 3977.3891 0.13568 24.7118* 34.55
7 176 3985.2506 0.06721 8.9889 18.17
8 179 3988.1744 0.02554 3.1413 3.74
9 180 3989.745 0.01380
从迹统计量结果可以看出,迹统计量小于5%的临界值,则无法拒绝“至多存在6个协 整关系”的原假设,可以认为存在协整关系,因此可以对基准模型进行回归计算。
除了基准模型之外,我们还需要同时设计几种方式检验结果的稳健性,这样可以得到多 个模型以增强计量回归结果的稳健性和可信度。稳健性检验主要是检验实证模型的结果是否 能够保持稳定性,一般主要有三种检验方法,一是从变量出发,更换其他代理变量,看结果 是否发生大的改变;二是从数据出发,变换数据的统计标准,检验结果是否依然显著;三是 从回归方式出发,用最小二乘法、固定效应、广义最小二乘法等方式进行回归,看在不同回 归方式下结果是否依然显著。本文分别用这三种方式进行稳健性检验。
首先,我们选择短期贷款利率滞后一期的值作为新的因变量,假设以L.CI来表示,那 么可以得到:
L. CI = a+ PAI + SCGAGpingun + 0CGAGpingjun *AI + HB + y (6. 6)
然后,从变量出发,更换其他代理变量。由于关注的重点是对中国利率渠道的影响,因 此可以用其他变量来替代中国货币当局制定的利率,一个备选是使用中国的定期存款利率作 为中国利率的代理变量,用CI2来表示。同时,需要认识到,中国的存款利率与短期贷款利 率之间存在比较明显的联动,但在时间上存在滞后性,二者之间的联动如图6-2所示。
85
 
 
 
从图中可以看出,中国短期贷款利率与存款利率之间存在非常明显的联动关系,但是短 期贷款利率的变化比存款利率的变化要早,大概领先3期左右。因此,在进行稳健性检验的 时候,我们需要用存款利率提前三期的值作为因变量,假设用变量前加F表示提前值,当提 前期数大于1时,就在F后面加相应的数字,这样可以把基准模型变为:
F3Cb = a+ RAI + SCGAGchazhi + 0CGAGchazhi *AI + HB + y (6. 7)
接下来,我们从数据出发,变换中美GDP比值的计算方式,用中美GDP比值的季度值求 取年均值,然后将CGAGpingjun带入到式(6.5)之后,可以得到一个以月度GDP比值的新 计量模型:
CI = a + RAI + SCGAGpingun + 0CGAGpingun *AI + HB + y (6. 8)
从回归方式出发,考虑到时间序列可能存在的自相关问题,可以变换一种回归方式,使 用newey-west稳健估计方法来进行回归,从而避免异方差和自相关问题。一般操作 newey-west稳健估计方法滞后期为1年,由于本文使用的是月度数据,因此滞后期选择为 12期。
在基准模型之外,进行稳健性分析的各个模型在更换代理变量之后,相应变量的平稳性 与基准模型相同,分别作协整检验后都存在协整关系,本文不再一一列出。对上述模型进行 回归后的结果如表6—4所示
86
 
表6—4 利率渠道基准模型及稳健性检验回归结果
中国短期 贷款利率 中国短期贷 款利率(滞后 1期) 中国存款利
率(提前3期) 中国短期 贷款利率 中国短期 贷款利率 (newey 回 归)
美国联邦基金 0.176*** 0.136* 0.00249 0.198*** 0.176
利率
(2.60) (1.95) (0.03) (2.93) (1.41)
中美GDP比值 -0.458 -0.657* 0.130 -0.458
(-1.31) (-1.81) (0.33) (-0.48)
交互项 -0.830*** -0.769*** -0.672*** -0.830**
(-4.48) (-4.01) (-3.31) (-2.11)
中国GDP增速 9.689*** 8.786*** 6.120*** 9.880*** 9.689***
(5.30) (4.63) (3.11) (5.29) (4.89)
美国GDP增速 -3.557* -3.547* -5.880*** -3.792* -3.557
(-1.85) (-1.79) (-2.80) (-1.97) (-0.61)
中国物价水平 0.224*** 0.218*** 0.0638*** 0.227*** 0.224***
(11.87) (11.09) (3.11) (11.91) (5.31)
中国贸易差额 16.19 26.62** 78.66*** 10.64 16.19
与GDP比值
(1.38) (2.19) (6.20) (0.93) (0.83)
中国新增信贷 0.122 0.0705 0.549 0.271 0.122
与GDP比值
(0.34) (0.19) (1.41) (0.76) (0.39)
中美GDP比值 -0.347
(年度均值)
(-0.98)
交互项2 -0.868***
(-4.68)
_cons 4.309*** 4.474*** ***
1.651 4.236*** 4.309***
(16.20) (16.00) (5.73) (15.54) (9.57)
N 228 227 225 228 228
R2 0.626 0.599 0.413 0.622
t statistics in parentheses
87
* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01
从基准模型回归结果也就是表6—4第一列可以看出,美国联邦基金利率与中国短期贷 款利率呈现出显著的正相关,相关系数0.176,说明美国联邦基金利率的变化对中国短期贷 款利率存在同向影响。同时,美国联邦基金利率和中美GDP比值的交互项系数显著为负, 并且在1%意义上显著,系数值为-0.83。在式(6.5)中由CI对AI求偏导数,可以得到:
豈=R + 0CGAGchazhi (69)
由于0回归结果为-0.83,并且具有1%意义上的显著性,因此当CGAG变大时,(dCI/dAI) 的值将会变小。这说明,随着中国GDP占美国的比值增加,美国联邦基金利率对中国短期贷 款利率的波动溢出影响减弱,换句话说,中国相对美国的经济体量扩张,抑制了美国联邦基 金利率对中国短期贷款利率的影响。回归结果验证了本文一开始的假设,随着中国经济体量 不断接近美国,将会对美国货币政策对中国的溢出效应形成明显的调节效应。
表 6-4第二列展示了使用中国短期贷款利率滞后一期值作为因变量的回归结果,结果显 示交互项的系数在1%意义上显著为-0.769,说明中美GDP比值扩大对于美国联邦基金利率 对中国短期贷款利率的影响具有稳定的调节作用。
表 6-4第三列以短期存款利率提前三期的值作为因变量的回归结果,从回归结果可以看 出,以存款利率代替短期贷款利率作为被解释变量之后,美国联邦基金利率与中美经济总量 比值的交互项系数仍然显著为负,说明在对随着中国经济体量相对美国不断扩张,对于美国 货币政策溢出效应的调节作用具有稳健性。
表6-4第四列展示了用中美GDP比值的季度值求取年均值代替插值法的回归结果,从 回归结果可以看出,使用中美GDP比值的年度均值代替使用插值法得到的中美GDP比值, 美国联邦基金利率的系数仍然显著为正,而且与基准模型相差不大,中美GDP比值的年度 均值与美国联邦基金利率的交互项系数仍然显著为负,系数值-0.868比基准模型-0.83略大, 用这种方法再次证明了中国经济体量扩张对美国货币政策溢出效应的调节作用具有稳定性。
表6-4第五列展示了使用newey-west稳健估计方法的回归结果,从回归结果可以看出, 在 5%的显著性意义上,美国联邦基金利率的系数与交互项的系数与基准模型相同,这说明 在更换回归方式后,基准模型的回归结果仍然具有稳健性。
概括起来说,通过更换代理变量、数据统计、计量回归方式、增加控制变量等途径,可 以验证基准模型的回归结果具有稳健性。
二、利率渠道的内生性问题
计量回归模型都需要解决内生性问题,内生性问题本质上是指模型中的一个或多个解释 变量与误差项存在相关关系。产生内生性的原因主要有测量误差、遗漏变量、解释变量和被
88
解释变量之间互为因果等原因,解决内生性问题的办法一般有工具变量法、Heckman两步法、 双重差分法等,本文拟采用工具变量法来解决基准模型的内生性问题。
构建工具变量需要紧扣研究目的和经济学理论,本文的实证研究是要搞清楚中美经济总 量的比值对于美国货币政策溢出效应的调节作用,因此,中美经济总量的比值是本文核心解 释变量,交互项系数则是解释这种调节作用的关键。因此,我们需要着重解决的内生性问题, 是中美经济总量的比值作为解释变量的内生性问题。因此,我们需要围绕中美经济总量的比 值来构建工具变量。
构建工具变量的原理,简言之,就是找到一个变量,使得这个变量与解释变量相关而与 被解释变量无关,这样经过工具变量替代解释变量之后,就可以看到内生效应之外的外生效 应。因此,寻找好的工具变量从来都是一件可遇不可求的事情,“前人对某一类工具变量的 使用,在很大程度上对我们今后寻找工具变量能够带来重要启发甚至灵感:严密的逻辑和辽 远的想象力,是寻找到好的工具变量的必要条件”①。
对本文来说,需要构建的工具变量需要具备这样两个特点:一是这个工具变量必须与中 美两国的经济总量比值高度相关,二是这个工具变量又与中国和美国的利率没有直接的相关 性。构建这样一个工具变量,需要考虑到两个重要的思路,一个是需要认识到,中美两国的 经济总量比值很明显是一个慢变量,从长期趋势上产生影响;另一个重要的思路是,地理空 间在任何经济模型中都是作为一个外生性极强的概念。结合这两个特点,我们认为中美两国 从2002年到2020年的城镇化率的比值,是中美两国经济总量比值的比较理想的工具变量。
以中美两国城镇化率比值作为工具变量,主要有以下几个方面的考虑。首先,一个国家 的城镇化率与经济增长高度相关,英国经济学家刘易斯首次提出了二元经济理论②,核心观 点即是传统农业部门的剩余劳动力向现代部门转移,推动经济增长,导致城镇化水平提升。 很多实证研究都表明,“在国家的角度来看,城镇化和经济增长之间存在着显著的关系”③。 其次,从目前已有的研究城镇化率的文献来看,几乎没有一个把城镇化率作为解释变量的实 证模型会把利率作为被解释变量,而且很多研究城镇化率的文献是基于区域甚至省域视角, 这时候利率是完全的外生变量,因此,有充分的理论和实证基础认为中美两国的城镇化率的 比值相对于中国利率或美国利率都具有足够的外生性。基于以上两个原因,中美两国的城镇 化率比值一方面与中美两国的GDP比值高度相关,另一方面与利率水平相关性比较弱,因此 是一个比较好的工具变量。
中美两国的城镇化率比值作为工具变量的另一个优势来自于数据处理的技术性原因,美 国的城镇化率④在2002年达到79.4%,进入了高度城镇化阶段,并每年都以缓慢的增速增长
①陈云松:《逻辑、想象和诠释:工具变量在社会科学因果推断中的应用》,社会学研究2012 年第6期, 第 192~216页。
②参见[英]阿瑟•刘易斯著:《经济增长理论》,周师铭等译,商务印书馆2016年版。
③雷兰兰:《经济增长对城镇化的影响——基于中国省际面板数据的分析》,天津财经大学硕士论文,2014 年,第7页。
④一般来说美国称作城市化率,为了方便,两国统一称为城镇化率。
89
 
到2020年的82. 7%;而中国的城镇化率在2002年只有39. 1%,然后进入了快速的城镇化增 长阶段,到2020年已经达到63. 9%,增长速度非常快。因此中美城镇化率的比值非常类似 中美GDP的比值,都是中国以较快速度增长,而美国进入相对成熟阶段而增速缓慢。因此, 这两个比值在数据统计上应该表现出非常好的拟合性。为了方便,我们用CAP来表示中美两 国的城镇化率的比值,由于中美两国的城镇化率只有年度数据,我们使用曲线图来看两国 GDP比值的年度均值与城镇化率比值的关系。
 
2002m12004m12006m12008m12010m12012m12014m12016m12018m12020m1
时间
 
中美GDP比值年均值 中美城镇化率比值
图6-3中美GDP比值与城镇化率比值比较
应该认识到,由于基准模型使用的是运用插值法计算出来的中美GDP比值月度值,因此 为了使得工具变量能够与之在时间上对应,我们也是使用插值法获得CAP的月度值,用 CAPchazhi表示,将CAPchazhi作为CGAGchazhi的工具变量。首先,我们需要通过工具变 量检验中美GDP比值的内生性问题,豪斯曼检验结果如下:
表6-5中美GDP比值在利率渠道模型中的内生性检验
Coef.
Chi-square test value 53.528
P-value 0
豪斯曼检验结果显示,在1%显著意义上拒绝“所有解释变量都是外生变量”的假设, 基准模型存在内生性问题。同时,本文的研究目的是搞清楚中美经济总量的比值对于美国货 币政策溢出效应的调节作用,因此,我们关注的重点是解决中美经济总量比值的内生性问题。
接下来,需要对我们所构建的工具变量进行检测,识别其为强工具变量还是弱工具变量。
90
 
Anderson-Rubin Wald test的F值为32.62,P值为0,可以认为用中美两国城镇化率比值 作为中美两国GDP比值的工具变量,满足了与解释变量高度相关而与被解释变量无关的假设, 这说明中美两国城镇化率比值是一个强工具变量,同时也满足恰好识别的条件。接下来,使 用工具变量进行二阶段最小二乘法回归,并且用基准模型回归结果与使用工具变量的回归结 果进行比较,得到结果表6—6所示:
表6-6 基准模型与使用工具变量的回归结果比较
基准模型 使用工具变量
中国短期贷款利率 中国短期贷款利率
美国联邦基金利率 0.176** 0.0628
(32.60) (0.91)
中美GDP比值 -0.458 1.308***
(-1.31) (-3.58)
交互项 -0.83*** -0.539**
(-4.48) (-2.85)
中国GDP增速 9.689*** &167***
(5.30) (4.46)
美国GDP增速 -3.557 -3.643
(-1.85) (-1.91)
中国物价水平 0.224*** 0.225***
(11.87) (11.97)
中国贸易差额与GDP比值 16.19 28.33*
(1.38) (2.40)
中国新增信贷与GDP比值 0.122 -0.0553
(0.34) (-0.15)
_cons 4.309*** 4.806***
(16.20) (17.61)
N 228 228
R-sq 0.612 0.616
t statistics in parentheses
* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
从回归结果可以看出, 基准模型中交互项的系数为-0.83 ,使用中美城镇化率比值作为
中美GDP比值的工具变量后,交互项系数在1%显著意义上系数为-0.539;在基准模型中,
交互项系数的标准误差为0.185,在使用工具变量之后,交互项系数的标准误差为0.189
 
91
相差不大;同时,两个交互项的t值都大于95%置信区间的阈值。这些都说明,这说明在剔 除了内生性影响后,中国经济体量日益接近美国,中美GDP比值越来越大,确实能够抑制美 国货币政策对中国利率渠道的影响。
第三节 中国经济体量扩大如何影响汇率溢出渠道
一、汇率渠道实证模型构建、回归结果分析与稳健性检验
汇率是两国货币的相对价格,汇率变化实际反映了两国货币的购买力变化,这将影响两 国的进出口贸易、经常账户余额和短期资本流动,从而对宏观经济产生影响。因此,汇率是 一国货币政策对其他国家产生溢出效应的重要渠道。一般而言,货币政策扩张导致实际利率 下降,从而导致本币贬值,这会改善本国的贸易条件而恶化他国的贸易条件,从而增加本国 的贸易盈余和产出水平而降低其他国家的贸易盈余和产出水平。同时,外国货币升值,会带 来热钱流入,造成短期资本流动的巨大波动。
由于美元是全球储备货币,全球大多数货币的汇率是以美元为锚,因此当美国实行扩张 性货币政策,会降低美国的实际利率,从而引发美元对人民币贬值,从而改变中美贸易、中 国的经常账户以及中国的短期跨境资本流动,从而对中国的物价水平、产出水平等宏观经济 变量产生影响。汇率传导机制一般经历如下过程:美国实行扩张性货币政策一美元对人民币 贬值一中国对美贸易、经常账户和短期跨境资本流动等一中国物价水平、产出水平等宏观变 量
从第四章的理论研究模型中可以看到,在汇率的表达式中,当外国经济体量越大,越是 能够影响世界实际利率的变化率r,而r进入了汇率变化率的表达式,根据这一传导机制 可以合理推断,当外国的经济体量越大,那么其货币供给变化对本国汇率的影响就越大。
与上一节类似,我们需要识别中美GDP比值对美国货币政策影响人民币利率的调节效应, 因此核心解释变量还是通过中美GDP比值构建交互项实现。与利率不同,汇率受到中美两国 利率的影响。根据利率平价理论,两国的利率水平决定货币的远期汇率,在假设资本充分流 动、能够充分利用两国利差进行套利的前提下,两国的利率之差等于汇率的变化率。利率平 价条件可以表示为①:
Ra — Rc = (E:/c — Ea/c)/ Ea/c (6.10)
从式(6.9)可以看出,对于两国货币的相对价格而言,两国的利差是一个核心的影响 因素。其作用机制主要来自于三个渠道,第一个渠道是通过国际资本流动,当本国利率增加 时,会带动资本流入,从而带来货币升值,汇率降低。第二个渠道是通过物价水平施加影响,
①[美]保罗克鲁格曼等著:《国际经济学:理论与政策(第十版)》,丁凯等译,中国人民岀版社2017年 版,第 84 页。
92 短期资本带量流入可能带来物价上涨,从而带来货币贬值、汇率上升,同时本国利率上升又 会降低信贷需求,导致市场流动性不足,这又会带来货币升值、汇率下降的压力,因此利差 扩大通过物价水平影响汇率取决于这两种作用的大小。第三个渠道是国际贸易和国际投资, 当本国利率上升时,进口增加而出口减少,这都会导致本国货币升值而汇率贬值。
应该注意到,Dornbusch ( 1976)提出利率超调的理论假设①,即在价格存在粘性的情况 下,汇率调整将超出长期均衡水平,然后逐步回归到均衡水平,因此预期汇率与即期汇率之 差应等于长期均衡汇率与即期汇率之差乘以一个系数,Frankel(1979 )年又提岀预期汇率 与即期汇率之差不仅与长期均衡汇率与即期汇率之差有关,而且与两国通货膨胀率密切相关 ②。因此,在考虑中美利差作为核心解释变量的同时,需要控制两国通货膨胀率的影响。
综合以上分析,在构建汇率溢出渠道的实证模型时,与利率溢出渠道的基准模型相比, 需要更换一个核心解释变量,即把式(6.5)右边的美国利率换成中美利差,为了方便,可 以用CAlicha来表示。同时,根据以上理论分析,控制变量中应该加入中国和美国的通货膨 胀率,同时,加入中国的贸易差额与GDP比值表示中美两国的经济联系,加入中美两国的 GDP增速分别代表中美两国的经济基本面。需要说明的是,资本管制对于美国利率的变化如 何影响中国汇率具有重要作用,但是中国对于除FDI之外的短期资本流动一直采取比较严格 的管理,因此资本管制是一个不变的背景变量,就没有加入到模型的控制变量中。这里需要 说明的是,由于我们统计的人民币汇率(用EC表示)是人民币兑美元的汇率,因此在计算 中美利差时应该用中国的利率减去美国的利率,即:
CAlicha = CI-AI (6.11)
由此,我们仍然用B表示控制变量组,H表示控制变量组的系数矩阵,可以构建出关于 中美GDP比值如何对汇率溢出渠道施加调节作用的基准实证模型:
EC = a + ^CAlicha + 6CGAGchazhi + BCGAGchazhi * CAlicha + HB +丫 (6.12)
汇率基准模型实际上是一个静态模型,关注的是各个变量之间的同期相关性问题。为了 避免伪回归的问题,需要先进性单位根检验确定数据的平稳性,如表6—7所示:
①Rudiger Dornbusch. “Expectations and Exchange Rate Dynamics”, The Journal of Political Economy, Vol. 84, No. 6, 1976, p. 1161-117
②Frankel, J. A. “On the mark: a theory of floating exchange rates based on real interest rate differentials”, American Economic Review,vol. 69, 1979, p.610~622.
93
 
表6—7 回归变量的平稳性检验
变量 单位根检验
中美利差(CAlicha) 不平稳
一阶差分 平稳
交互项(CGAGchazhi*CAlicha) 不平稳
一阶差分 平稳
美国物价水平(ACPI) 平稳
从检验结果可以看出,CI、CAlicha、CGAGchazhi、CGAGchazhi*CAlicha都是一阶单整 的时间序列I (1),而CGV、AGV、CCPI、ACPI、TD、IL则是平稳时间序列I (0)。核心解释 变量是一阶单整,为了避免伪回归的问题,需要对变量之间做协整检验,本文主要采用 Johansen协整检验方法,结果如表6—8所示。
 
表6一8 Johansen协整检验
Trend: trend Number of obs = 226
Sample: 3 - 228 Lags = 2
 
maximum 迹统计量 5%临界值
rank parms LL eigenvalue
0 120 3643.8175 604.5382 250.84
1 139 3742.4426 0.58222 407.2880 208.97
2 156 3799.3967 0.39590 293.3797 170.80
3 171 3841.8484 0.31318 208.4764 136.61
4 184 3877.8402 0.27277 136.4929 104.94
5 195 3903.8395 0.20553 84.4942 77.74
6 204 3920.866 0.13987 50.4411* 54.64
7 211 3933.2865 0.10409 25.6002 34.55
8 216 3940.7316 0.06376 10.7100 18.17
9 219 3944.5108 0.03289 3.1517 3.74
10 220 3946.0866 0.01385
从迹统计量结果可以看出,迹统计量小于5%的临界值,则无法拒绝“至多存在6个协 整关系”的原假设,可以认为存在协整关系,因此可以对基准模型进行回归计算。
同时,与利率渠道模型类似,我们仍然从更换代理变量、数据统计和回归运算方式对汇 率模型进行稳健性检验。首先,我们还是使用汇率滞后一期的值作为新的因变量,用L.EC 表示,则可以组成一个新的回归模型:
94
L.EC = a + pCAlicha + SCGAGchazhi + 0CGAGchazhi * CAlicha + HB + y (6.13)
然后,还是更换代理变量来检验基准模型的稳定性。基准模型中,中国利率的代理变量 是短期贷款利率,我们可以用存款利率作为代理变量,来检验稳健性。这样一来,中美利率 的表达式就变为:
CAlicha2 = CI2 - AI (6.14)
将Calicha2代替基准模型中的Calicha,可以得到一个新的实证模型:
EC = a + pCalicha2 + SCGAGchazhi + 0CGAGchazhi * Calicha? + HB + y (6.15)
接下来,我们从数据出发,变换中美GDP比值的计算方式,用中美GDP的年度均值来代 替插值法得到的月度值,将CGAGpingjun带入到式(6.12)之后,可以得到一个以中美GDP 比值年度均值的新计量模型:
EC = a + PCAlicha + SCGAGpingun + ECGAGpingjun * CAlicha + HB + y (6. 16)
从回归方式出发,考虑到时间序列可能存在的自相关问题,可以变换一种回归方式,使 用 newey-west 稳健估计方法来进行回归,从而避免异方差和自相关问题。一般操作 newey-west稳健估计方法滞后期为1年,由于本文使用的是月度数据,因此滞后期选择为 12期。
在基准模型之外,进行稳健性分析的各个模型在更换代理变量之后,相应变量的平稳性 与基准模型相同,分别作协整检验后都存在协整关系,本文不再一一列出。对上述模型进行 回归后的结果如表6—9所示。
95
人民币汇率 人民币汇率
(滞后1期) 人民币汇率 人民币汇率 人民币汇率 (Newey 回 归)
中美利差 -0.0823*** -0.0845*** -0.124*** -0.0823
(-2.63) (-2.62) (-4.44) (-1.10)
中美GDP比值 -2.339*** -2.394*** -3.016*** -2.339***
(-8.57) (-8.51) (-23.10) (-4.68)
交互项 -0.251*** -0.240*** -0.251*
(-3.77) (-3.49) (-1.75)
中国GDP增速 -5.435*** -5.170*** -6.391*** ***
-6.636 -5.435***
(-6.70) (-6.16) (-7.59) (-8.96) (-3.57)
美国GDP增速 -1.237 -1.930** -0.850 -1.674** -1.237
(-1.41) (-2.14) (-0.92) (-2.15) (-0.33)
中国物价水平 -0.0249** -0.0218* -0.0490*** -0.00258 -0.0249
(-2.28) (-1.93) (-4.50) (-0.26) (-1.44)
美国物价水平 0.0413** 0.0433** 0.00178 0.0247 0.0413
(2.20) (2.24) (0.09) (1.48) (1.25)
中国贸易差额 -12.77** -12.05** -5.284 -25.67*** -12.77
与GDP比值
(-2.48) (-2.27) (-0.98) (-5.76) (-1.47)
中国新增信贷 -0.598*** -0.662*** -0.533*** -0.256* -0.598***
与GDP比值
(-3.72) (-3.95) (-3.16) (-1.81) (-3.76)
中美利差2 -0.102***
(-3.67)
交互项2 -0.175***
(-2.77)
中美GDP比值 -2.840***
(年度均值)
(-11.43)
交互项3 -0.175***
96
(-2.96)
_cons 9.504*** 9.510*** 9.396*** 9.858*** 9.504***
(53.79) (52.05) (73.99) (60.62) (30.90)
N 228 227 228 228 228
R2 0.905 0.899 0.896 0.925
 
t statistics in parentheses
* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01
表6-9第一列显示了汇率渠道基准模型的回归结果,从回归结果可以看出,中美利差的 系数在1%显著意义上为-0.082,这符合经济学理论预期,即当中美利差扩大时,人民币应 该升值,对应的汇率值应该变小,因此二者之间呈负相关关系。同时,中美利差和中美GDP 比值的交互项系数在1%意义上显著,系数值为-0.251。在式(6.12)中由EC对CAlicha求 偏导数,可以得到:
為 nB + OCGAGchazhi ⑹力
由于0回归结果为-0.251,并且具有1%意义上的显著性,因此当CGAGchazhi变大时, (dEC/dCAlicha)的值将会变小。这说明,随着中国GDP占美国的比值增加,当美国联邦基金 利率变化而引发中美利差出现变化而影响人民币汇率时,中国相对美国的经济体量扩张对这 种影响具有显著的调节效应。也就是说,回归结果验证了本文一开始的假设,随着中国经济 体量不断接近美国,将会对美国货币政策对人民币的溢出效应形成明显的调节效应。
表6-9的第二列展示了以人民币汇率滞后一期值作为因变量的回归结果,中美GDP比值 与中美利差的交互项在1%意义上显著为-0.24,表明调节效应对于在时间变化上具有稳健性
表6-9的第三列展示了使用存款利率代替短期贷款利率、与美国联邦基金利率形成差值 并使用该差值与中美 GDP 比值进行交互的回归结果,发现交互项系数在 1%显著意义上为 -0.175,说明随着中国经济体量相对美国不断扩张,对于美国货币政策溢出效应调节作用具 有稳健性。
表6-9的第四列展示了使用中美GDP年度均值代替插值的回归结果,中美利差仍然在 1%显著意义上为-0.132,交互项系数显著为负,其值为-0.166,再次证明了中国经济体量扩 张对美国货币政策溢出效应的调节作用具有稳定性。
表6-9的第五列展示了使用newey回归方式的结果,从回归结果可以看出,中美利差的 系数不再显著,但中美GDP之比与中美利差的交互项的系数在10%意义上仍然显著,而且相 关系数的值与基准模型相同。这说明在更换回归方式后,在避免了自相关和异方差的问题后, 美GDP比值对于美国联邦基金利率变化对于人民币汇率溢出效应的调节作用具有稳健性。
概括起来说,通过更换代理变量、数据统计、计量回归方式等途径,可以验证基准模型 的回归结果具有稳健性。
97
二、汇率渠道的内生性问题
与上一节类似的道理,我们仍然用中美两国的城镇化率比值作为中美两国GDP比值的工 具变量。这二者之间的相关性在上一节已经得到证明,同时城镇化率与汇率也不存在明显的 关系。从经济学理论上也可以发现,从目前已有的研究城镇化率的文献来看,几乎没有一个 把城镇化率作为被解释变量的实证模型会把汇率作为被解释变量,而且很多研究城镇化率的 文献是基于区域甚至省域视角,这时候国家层面的汇率是完全的外生变量,因此,有充分的 理论和实证基础认为中美两国的城镇化率的比值相对于人民币汇率都具有足够的外生性。
将CAPchazhi作为CGAGchazhi的工具变量,带入基准模型中。首先,我们需要通过工 具变量检验中美GDP比值的内生性问题,豪斯曼检验结果如下:
表6-10中美GDP比值在利率渠道模型中的内生性检验
Coef.
Chi-square test value 29.358
P-value 0
豪斯曼检验结果显示,在1%显著意义上拒绝“所有解释变量都是外生变量”的假设, 基准模型存在内生性问题。同时,本文的研究目的是搞清楚中美经济总量的比值对于美国货 币政策溢出效应的调节作用,因此,我们关注的重点是解决中美经济总量比值的内生性问题。
接下来,需要对我们所构建的工具变量进行检测,Anderson-Rubin Wald test的F值 为402.64,说明在汇率渠道的实证模型中,用中美两国城镇化率比值作为中美两国GDP比 值的工具变量,满足了与解释变量高度相关而与被解释变量无关的假设,这说明中美两国城 镇化率比值是一个强工具变量。接下来,使用工具变量进行二阶段最小二乘法回归,并且用 基准模型回归结果与使用工具变量的回归结果进行比较,得到结果如下:
98
基准模型 使用工具变量
人民币兑美元汇率 人民币兑美元汇率
中美利差 -0.0823** -0.0988**
(-3.14) (-2.63)
中美GDP比值 2339*** -2.568***
(-8.57) (-9.42)
交互项 -0.251*** -0.211**
(-3.77) (-3.15)
中国GDP增速 -5.435*** -5.908***
(-6.70) (-7.38)
美国GDP增速 -1.237 -1.201
(-1.41) (-1.40)
中国物价水平 -0.0249* -0.0224*
(-2.28) (-2.09)
美国物价水平 0.0413* 0.0374*
(2.20) (2.04)
中国贸易差额与GDP比值 -12.77* -12.76*
(-2.48) (-2.51)
中国新增信贷与GDP比值 -0.598*** -0.611***
(-3.72) (-3.88)
_cons 9.504*** 9.642***
(53.79) (55.00)
N 228 228
R-sq 0.901 0.901
t statistics in parentheses
* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
从回归结果可以看出,汇率渠道基准模型中交互项的系数为-0.251,使用中美城镇化率 比值作为中美GDP比值的工具变量后,交互项系数在1%显著意义上系数为-0.211 ;在基准 模型中,交互项系数的标准误差为0.665,在使用工具变量之后,交互项系数的标准误差为 0.671,相差不大;同时,两个交互项的t值都大于95%置信区间的阈值。这些都说明,这 说明在剔除了内生性影响后,中国经济体量日益接近美国,确实能够对美国货币政策通过汇 率渠道释放溢出效应产生调节作用。
 
99
第四节中美GDP比值对溢出效应具有调节作用的经济解释
一、溢出渠道的经济学解释
我们首先需要对两个溢出渠道模型的回归结果做经济学意义上的解释。首先来看利率渠 道,回归结果显示中美GDP比值与美国联邦基金利率的交互项系数为-0.83,由于dCI/dAI = B + 0CGAGchazhi,由此可以得到,中国短期贷款利率随着美国联邦基金利率波动的变化量 与中美GDP的比值成反比,也就是说,中国与美国经济总量的比值越大,那么中国短期贷款 利率随着美国联邦基金利率波动的变化量就越小,这说明中国经济体量不断接近美国对于美 国货币政策对中国利率的溢出效应具有负向调节作用。
具体而言,由于美国是全球最大的经济体,同时美国又居于全球金融中心,因此,美国 的利率政策具有很强的自主性,同时其利率政策的变动对于其他国家尤其是发展中国家的利 率具有较强的外溢效应。实证结果表明,一些实行行盯住美元汇率制度的经济体的利率相对 美国利率的调整弹性甚至超过了 1%©。尤其对中国而言,美国加息或者降息,都会对中国的 利率形成比较强的联动效应,B值为正,即说明了这种正向联动的溢出效应。然而,由于0为 负,因此,随着中国经济总量占美国的比重越来越大,就越是能够降低中国利率政策被迫追 随美国利率政策步伐的压力,使得中国的利率政策表现出了更强的独立自主性。换言之,美 联储加息或者降息,中国将因为经济体量不断增大而减少跟随美国货币政策节奏的压力。
再来看汇率渠道,从回归结果来看,中美GDP比值与美国联邦基金利率的交互项系数为 -0.251,由于dCI/dCAlicha = B + 0CGAGchazhi,由此可以看出,人民币兑美元汇率随着中 美利差波动的变化量与中美GDP的比值成反比,也就是说,中国与美国经济总量的比值越大, 那么人民币汇率随着中美利差波动的变化量就越小,这说明中国经济体量不断接近美国对于 美国货币政策对人民币汇率的溢出效应具有负向调节作用。
以往的研究表明,美国利率政策变动对美元兑人民币汇率和中国利率政策变动的影响相 对较大②。现在,中国经济体量不断接近美国,对这种影响形成了调节作用。具体而言,当 美国实行扩张型货币政策,导致中美利差扩大,人民币具有升值压力时,中国经济体量的不 断扩大能够使得这种来自外部的升值压力变小;当美国实行紧缩型货币政策,导致中美利差 缩小,人民币具有贬值压力时,中国经济体量的不断扩大能够使得这种来自外部的贬值压力 变小。
①李成等:《次贷危机前后中美利率联动机制的实证研究》,《国际金融研究》,2010年第9期,第4~11页。
②刘威、吴宏:《中美两国利率与汇率相互影响效应的评估研究——基于抛补利率平价理论的实证检》,《世 界经济研究》2010年第2期,第32~36页。
100
二、运用溢出渠道实证结果解释溢出效应的不同
接下来,我们尝试运用中美GDP比值对于美国货币政策通过利率和汇率渠道发挥溢出效 应所具有的调节作用,对特征事实那一章节发现的溢出效应不同进行解释。
先来看产出水平。假设美国实行扩张型的货币政策,即降低联邦基金利率,此时中美利 差扩大,人民币具有升值压力,由于中国经济总量占美国比重日益增加,对人民币兑美元汇 率的升值压力起到了负向的调节作用,即在经济体量更大的时候来自外界的压力带来的升值 幅度更小,这在一定程度上能够缓解中国的贸易条件恶化,从而减少了美国采取扩张型货币 政策的收入转换效应,而增强了支出转换效应,中国的产出水平波动将更加平缓。与此同时, 由于中美GDP比值增加减缓了中国跟随美国货币政策步伐的压力,因此中国将吸收更多国际 资本净流入,这会增加中国经济本身的发展活力。这两种效应叠加,使得美国采取扩张型货 币政策对中国产出水平的影响在中国经济体量大的时候比经济体量小的时候要更小。这与特 征事实所作的SVAR分组对比的结果相一致。
再来看物价水平。假设美国实行扩张型的货币政策,即降低联邦基金利率,由于中国经 济总量占美国比重日益增加,对中国跟随美国降低利率起到了负向的调节作用,因此,中国 的利率水平降低幅度将随着中国经济总量占美国比重日益增加而减小,这将有利于物价水平 保持平稳,有助于遏制通货膨胀。同时,人民币兑美元汇率的升值幅度相比于经济体量小的 时候也将更小,这也使得进口商品的价格变化幅度更小,从而有利于稳定中国的物价水平。 这与特征事实所作的SVAR分组对比的结果相一致。同时,在面对美国货币政策变动的冲击 时,随着中国经济体量越来越大,中国利率政策的独立自主空间越大,这也解释了特征事实 那一章发现的2011年左右之后中美利率的联动效应在减弱的现象。
随着中国经济体量不断接近美国,美国货币政策变化对中国宏观经济的溢出效应在减小 或者说不像中国经济体量小的时候那样容易受到外部影响。这表明,随着经济体量和规模不 断扩张,中国经济日益表现出比较明显的大国特征。“从国际比较看,大国经济的显著特征 是内需为主导、内部可循环”①。这在一定程度上为中国提出构建“以国内大循环为主体, 国内国际双循环相互促进”的新发展格局提供了理论基础。
三、经济体量扩大对货币政策溢出效应具有调节作用的可能 解释
自然界的现象总是能够给人带来直观的印象,体量越大的事物,就越能抵抗外力的影响; 人们常常用大海和池塘来作比喻,狂风骤雨可以掀翻小池塘,却只能在大海上引起小得多的 波动。当然,经济解释不能简单类比,但中国经济规模和体量的不断扩大,确实使得中国宏
① 韩文秀:《加快构建新发展格局》,2021 年 12 月 10日《人民日报》第 9 版。
101
观经济在面对外部扰动时表现出了更强的韧性。从经济作用机制来看,存在着如下可能的解 释进路:
一是中国经济体量不断扩大并日益接近美国,使得中国经济越来越表现出内循环为主体 的特征。 “我国对外贸易依存度已下降到2019年的31. 8%,经常项目顺差占国内生产总值比 率已下降至目前的1%左右,国内需求对经济增长的贡献率大多数年份保持在90%以上,有的 年份超过100%”①作为全球第二大经济体和制造业第一大国,具有完整的工业体系,同时国 内市场规模也在不断扩大,经济主要依靠内循环的特点越来越明显。由于在生产和消费两侧 都更加依赖国内,因此对于美国货币政策变化带来的外部扰动就表现出了更强的韧性。
二是中国经济体量不断扩大并日益接近美国,使得中国经济的内部结构更加复杂,尤其 表现在市场经济制度和金融市场完善的方面。很多研究都表明,新兴市场国家金融体系的基 本面和韧性对于外界冲击非常重要②。随着中国经济规模不断扩大,并日益转向高质量发展 的轨道,经济领域各项制度也将更趋完善,金融市场也将更加成熟,金融监管制度体系更加 完善、治理能力不断提升,这些都将有助于中国宏观经济提高应对外部冲击的韧性。
三是中国经济体量不断扩大并日益接近美国,使得中国越来越具有“大型开放经济体” 的特点,中国不仅作为美国货币政策变化产生溢出效应的被动接受者,中国的货币政策和经 济政策本身也会对美国和世界其他国家产生反向的溢出效应。有研究表明,“中国利率变动 可以引起短端世界利率水平的同向变动”“中国价格型货币政策表现出大国特征”③,关于对 美国的反向影响,也有研究表明,“中国货币政策的实施对美国的利率和汇率均存在溢出效 应”④,“中美货币政策确实存在双向的溢出效应”⑤。由于中国货币政策具有反向的溢出效 益,因此可以有效对冲美国货币政策对本国的影响。
同时,中国经济体量不断扩大并日益接近美国,并保持长期稳定的增长,将使得国际资 本更加青睐中国的资产,持续的资本流入也将增强中国发展的韧性与活力。当然,上述研究 思路还需要进一步展开,但深入细致的分析已经超出本文的研究范围。
第五节 本章小结
这一章通过合理设置交互项的方式,来分析中美经济体量的相对变化对美国货币政策溢 出效应的调节作用,用美国联邦基金利率作为美国货币政策的代理变量,主要选取的渠道是 利率渠道和汇率渠道。计量结果显示,在利率渠道方面,随着中国经济体量不断接近美国,
©任平:《关系我国发展全局的重大战略任务一一论加快构建新发展格局》,2021年4月9日人民日报,第 1、2版。
②Jiaqian Chen, Tommaso Mancini-Griffoli, and Ratna Sahay. “Spillovers from United States Monetary Policy on Emerging Markets: Different This Time?”, IMF Working Paper, 2014.
③刘赜铭:《大型开放经济模型在中国的适用性》,吉林大学硕士论文,2017年,第I、II页。
④黄宪、杨子荣:《中国货币政策会冲击到美国货币政策吗——基于效应外溢的视角》,《国际金融研究》, 2016年第1期,第15~27页。
⑤杨子荣、徐奇渊、王书朦:《中美大国货币政策双向溢岀效应比较研究一一基于两国DSGE模型》《国际 金融研究》 2018年第11期,第14~24页。
102
也就是中美GDP比值越来越大,将会对美国利率变化对中国利率的溢出效应形成负向的调节 作用。在汇率渠道方面,当美国货币政策发生变化带来中美利差发生变化进而带来人民币升 值或者贬值的压力时,中美GDP比值越来越大对这种影响具有调节作用,能够缓解这种升值 或贬值压力。
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第七章 结论和政策涵义
第一节 全文结论
本文主要研究的问题是中国相对美国经济体量变大如何影响美国货币政策对中国宏观 经济的溢出效应,也就是研究中美GDP的比值变大对于美国货币政策对中国宏观经济溢出效 应的调节作用。为了研究这一全新的理论和实践命题,本文采用了理论模型推导和实证计量 方法进行分析,总结起来看,本文主要得到了如下几个结论:
1、 从理论上来说,外国货币政策变化对本国的溢出效应大小,与外国相对于本国的经 济体量大小息息相关,当外国相对于本国经济体量越大时,则溢出效应越大;相反,当外 国相对于本国经济体量越小时,则溢出效应越小。
本文在 Redux 模型的基础上,探讨运用 Redux 模型的方程解,在一国货币政策变化对 另一国产生溢出效应的表达式中尝试加入经济体量的因素。理论推导的结果显示,在衡量外 国货币政策变化对本国产出水平、物价水平和消费者福利等宏观经济变量溢出效应的表达式 中,外国与本国相对的经济体量因素都进入了表达式。在对模型进行适当的简化之后发现, 外国货币政策变化对本国的溢出效应大小与外国相对本国的经济体量大小成正比。这一理论 推导为回答经济体量因素如何影响货币政策的溢出效应提供了新开放宏观经济学的理论依 据。
同时,本文还在两国三部门基准模型的基础上进行适当创新,将经济体量因素作为影响 溢出效应的变量加入到模型中,推导出了具有一般形式的结果。比较对称的基准模型和经济 体量不对称的模型可以看出,一个国家经济体量越大,那么它使用扩张性的货币政策,就越 是能够使自己收益,并且给小国带来更大的相对影响。
2、 从实证分析来看,在从2011年中国经济总量占美国达到50%左右开始,美国货币政 策对中国宏观经济的溢出效应要明显弱于中国经济体量相对美国较小的时期。
本文运用分组设计SVAR模型的方法,按照2011年为界,分成两个时间单元分别进行 SVAR分析,并进行对比分析。在2002.01~2011.06期间,中国GDP占美国的比重处于从1/10 到1/2的区间;而在2011.07~2020.12期间,中国GDP占美国的比重处于从1/2到7/10的区 间,这个区间可以理解为逐步向美国体量靠拢的时期,中国经济体量相比而言在不断变大。 对比这两个时期会发现,相比于中国经济体量相对于美国比较小的时期,在中国经济体量相 对美国不断靠近并变大的时期,中国的产出水平和物价水平在面对美国货币政策变动时表现 出了更强的韧性,脉冲曲线更为平坦,波动频率更少,幅度更小,收敛速度更快。
104
3、从实证分析来看,中国经济体量相对美国不断变大,对于美国货币政策通过利率渠 道和汇率发挥溢出效应都具有负向调节作用。
通过设置交互项的方式,来分析中美经济体量的相对变化对美国货币政策通过利率渠道 和汇率渠道发挥溢出效应的调节作用。计量结果显示,在利率渠道方面,随着中国经济体量 不断接近美国,也就是中美GDP比值越来越大,将会对美国利率变化对中国利率的溢出效应 形成负向的调节作用。即在面对美国利率变化的冲击时,中国在决定自己的利率政策上具有 更大的独立自主的空间。汇率渠道的实证分析同样证明中国经济体量相对美国不断变大对于 美国货币政策通过汇率渠道发挥溢出效应具有调节作用,当美国实行扩张型货币政策,导致 中美利差扩大,人民币具有升值压力时,中国经济体量的不断扩大能够使得这种来自外部的 升值压力变小;当美国实行紧缩型货币政策,导致中美利差缩小,人民币具有贬值压力时, 中国经济体量的不断扩大能够使得这种来自外部的贬值压力变小。
第二节 政策涵义
根据以上研究结论,着眼于未来中国经济体量将进一步缩小与美国的差距,本文的研究 在如何应对美国货币政策的溢出效应、更好促进中国应对外部风险冲击等方面具有比较明显 的政策涵义。
1、 增强中国货币政策的自主性
本文的实证研究结果显示,中国经济体量相对美国不断变大,对于美国货币政策通过利 率渠道发挥溢出效应能够产生明显的负向调节作用。也就是说,随着中国经济总量不断接近 美国,中国在利率政策制定方面就会享有更大的自主权,而不必跟随美联储的政策节奏亦步 亦趋。因此,随着中国经济总量继续扩大,中国的利率政策应该主要着眼于国内的经济发展 情况而决定。
2、 继续推进汇率市场化改革
本文的实证研究结果显示,中国经济体量相对美国不断变大对于美国货币政策变化对人 民币汇率的溢出效应具有调节作用。当美国降息时,中国经济体量不断扩大降低了人民币的 升值压力。因此,人民币兑美元汇率随着中国经济体量接近美国而会表现出更强的韧性,这 也为继续推进汇率市场化改革提供了重要基础。
3、 更加注重“以国内大循环为主体”
无论是理论模型还是实证研究,都可以看出来,随着中国经济体量不断接近美国,美国 货币政策对中国的溢出效应在趋势性减弱。也就是说,中国经济日益表现出大国经济所具有 的以国内大循环为主的特征。因此,随着将来中国经济体量进一步扩大,我们的宏观经济政 策制定,应该给国内宏观经济变量赋予更大的权重,更加注重“以国内大循环为主体”来制 定各项宏观经济政策,继续构建“以国内大循环为主体,国内国际双循环相互促进”的新发 展格局。
105
第三节 未来研究方向
关于中国经济体量扩大如何影响美国货币政策对中国宏观经济的溢出效应,本文从理论 和实证层面对这一全新课题做了研究分析,得出了相应的结论,同时本文的研究分析还存在 一些不足,主要表现在三个方面:
一是在理论研究方面,运用 Redux 模型和两国三部门模型都可以继续进行更深入的研 究,以更深入体现经济体量因素对于国与国之间货币政策的溢出效应的影响。
二是在实证研究方面,在数据运用和计量方法上还可以更加完善。
三是在中国经济体量扩大影响美国货币政策对中国宏观经济的溢出效应的具体路径上,
目前研究进展到利率渠道和汇率渠道层次,还需要开展进一步的微观传导机制研究。
这都说明,本文的研究成果不是结束,而是打开了国际金融领域新的研究课题。中国经 济体量不断扩大并不断接近美国、甚至将来超过美国,这将在世界经济学理论和实践上都产 生广泛而深入的变化,如何把握这种变化,既是世界经济、国际金融学科新的研究议题,更 关系到我们如何把握好未来世界的新变化。从这个意义上,本文的研究议程和研究成果只是 一个阶梯,目的是为后来的研究者能够站在上面,眺望未来新的研究蓝海。
106
参考文献
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