摘 要：本文利用我國2001年1月至2011年12月的對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平指標(biāo)，通過因素增強(qiáng)型向量自回歸模型提取了反映對外開放發(fā)展水平的開放因子，并構(gòu)建了開放因子與一般物價(jià)水平、貨幣供應(yīng)量增長率和實(shí)際產(chǎn)出增長率的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的提高雖然不會(huì)影響貨幣長期中性的結(jié)論，但是會(huì)在降低產(chǎn)出波動(dòng)的同時(shí)增大價(jià)格的波動(dòng)。

關(guān)鍵詞：因素增強(qiáng)型向量自回歸模型；貨幣政策；有效性

中圖分類號(hào)：F822 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2012）09-0015-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2012.09.04

一、引言

經(jīng)過幾十年的改革開放，對外貿(mào)易的迅猛發(fā)展導(dǎo)致我國的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制和操作環(huán)境相對以往發(fā)生了更加深刻的變化。與此同時(shí)，伴隨著金融全球化的發(fā)展，金融工具的創(chuàng)新以及金融全球化的浪潮深刻的改變了貨幣當(dāng)局貨幣政策制定與實(shí)施的環(huán)境，動(dòng)搖了傳統(tǒng)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制與影響力。貨幣政策平抑內(nèi)外均衡所受到的影響越來越多，加大了中央銀行準(zhǔn)確地把握這些因素的變化及影響的難度，因此開放條件下貨幣政策的有效性問題已經(jīng)成為貨幣政策的一個(gè)重大理論與實(shí)踐問題。近段時(shí)期以來，全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，而歐洲主權(quán)債務(wù)危機(jī)的持續(xù)發(fā)酵給世界經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇又增添了新的變數(shù)。與此同時(shí)，發(fā)達(dá)國家失業(yè)率居高不下、需求疲軟，新興市場國家和發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增速回落，美國長期主權(quán)信用評價(jià)被下調(diào)，國際金融市場反復(fù)振蕩。因此，未來一段時(shí)期，我國的貨幣政策取向還是以寬松的貨幣政策為主基調(diào)。然而，現(xiàn)實(shí)的情況是一方面貨幣政策以適度寬松為主基調(diào)，另一方面通貨膨脹在不斷抬頭。因此，在一個(gè)開放、經(jīng)濟(jì)與金融形勢風(fēng)云變幻的背景下討論貨幣政策的有效性是非常有現(xiàn)實(shí)意義的。

二、文獻(xiàn)綜述

最早嘗試在開放條件下分析貨幣政策有效性的是Mundell（1960）和Fleming（1962），他們通過比較在開放條件下固定匯率和浮動(dòng)匯率制度下財(cái)政與貨幣政策的有效性，得出了著名了“三元悖論”[1-2]。Krugman（1979）證明了開放條件下的固定匯率制度是對一國不恰當(dāng)?shù)呢泿耪叩募s束[3]。此后，Obstfeld（1996）研究認(rèn)為開放經(jīng)濟(jì)條件下即使經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行，公眾的心理預(yù)期還是會(huì)影響到貨幣政策的有效性[4]。伴隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，西方學(xué)者對貨幣政策的有效性進(jìn)行了大量的研究。Friedman和Schwartz（1963）發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量在短期會(huì)對產(chǎn)出產(chǎn)生影響，但是在長期對產(chǎn)出沒有影響[5]。Lawrence（1988）對貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出進(jìn)行了Granger-causality檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)取對數(shù)后的貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出之間Granger因果關(guān)系顯著成立，但是對數(shù)一階差分之后兩者之間的Granger因果關(guān)系并不成立[6]。Stock和Waston（1989）采用1960—1985年的月度數(shù)據(jù)建立了貨幣供應(yīng)量和工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的雙變量模型，并在此基礎(chǔ)上加入了價(jià)格水平、利率的多變量VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量并不能解釋美國工業(yè)指數(shù)的變動(dòng)，但是貨幣供應(yīng)量對產(chǎn)出的影響是顯著的[7]。Romer（1993）通過研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)開放度與通貨膨脹率存在反向關(guān)系，由于主動(dòng)貨幣政策實(shí)施而導(dǎo)致的實(shí)際產(chǎn)出會(huì)隨著貿(mào)易開放度的增大而增大[8]。Patrick（2010）采用SVAR模型分析了在長期貨幣是否中性的問題，他發(fā)現(xiàn)SVAR模型能夠很好地支持長期貨幣中性的結(jié)論[9]。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和金融自由化的進(jìn)一步發(fā)展，開放條件下我國貨幣政策的有效性問題已經(jīng)吸引了越來越多的研究者的目光。劉斌（2002）采用VAR的分析方法發(fā)現(xiàn)，長期產(chǎn)出的變化與貨幣供應(yīng)量沒有關(guān)系，但是無論長期還是短期，貨幣供應(yīng)量的變化都會(huì)對物價(jià)產(chǎn)生影響[10]。邱崇明（2003）通過研究認(rèn)為外資銀行進(jìn)入和金融創(chuàng)新將削弱中央銀行的貨幣調(diào)控能力，貨幣傳導(dǎo)機(jī)制復(fù)雜化[11]。陸軍（2002）利用我國1978—2002年的數(shù)據(jù)，采用Granger-causality檢驗(yàn)和Fisher與Seater方法研究，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)產(chǎn)出是貨幣供應(yīng)量的Granger原因，但是長期貨幣是中性的[12]。劉柏（2005）通過Granger影響關(guān)系、VAR模型分析發(fā)現(xiàn)隨著我國對外開放程度的提高，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制已經(jīng)不完全取決于國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)變量，外部經(jīng)濟(jì)沖擊變得越來越重要[13]。劉霖（2005）采用協(xié)整和向量自回歸的方法，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長率、M2 增長率、貸款余額增長率、物價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系，這意味著它們之間存在著長期均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)量在長期會(huì)促進(jìn)產(chǎn)出的增加[14]。裴平（2006）利用季度和年度數(shù)據(jù)分別對我國經(jīng)濟(jì)開放度與貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)開放度的提高會(huì)弱化我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)[15]。閆力（2009）運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國貨幣政策有效性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)顯著，但產(chǎn)出效應(yīng)相對不顯著[16]。張屹山（2010）采用VAR模型分析了資本和金融項(xiàng)目開放對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[17]。董青馬（2011）利用1978—2009年的年度數(shù)據(jù)在構(gòu)建VAR模型基礎(chǔ)上利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了我國貨幣供應(yīng)量、產(chǎn)出和價(jià)格三者的關(guān)系[18]。研究結(jié)果表明貨幣供給（M1）具有長期沖擊，短期沖擊將導(dǎo)致產(chǎn)出和價(jià)格同向變動(dòng)，產(chǎn)出變動(dòng)對貨幣供給沖擊更敏感。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對經(jīng)濟(jì)全球化所導(dǎo)致的金融和貿(mào)易的自由化背景下的貨幣政策的有效性進(jìn)行了不同程度的探討，但研究者或者忽略了經(jīng)濟(jì)全球化的背景而只是討論了產(chǎn)出和價(jià)格以及貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，或者采用標(biāo)準(zhǔn)的VAR模型來進(jìn)行實(shí)證研究和分析，包括對經(jīng)濟(jì)變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，本質(zhì)上也是一種VAR的方法。但是采用VAR方法至少存在以下三個(gè)問題：第一，采用VAR模型所得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)只能反映包括在VAR模型當(dāng)中的變量之間的相互關(guān)系，而囿于自由度和參數(shù)估計(jì)等因素的考慮，標(biāo)準(zhǔn)的VAR模型很少有超過6～8個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，而如此少的信息不可能完全覆蓋市場參與方的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，因此必然會(huì)產(chǎn)生較大誤差。第二，如何確定政策擾動(dòng)的策略也存在分析。不同的市場參與方，對政策變動(dòng)的認(rèn)識(shí)不同，也會(huì)導(dǎo)致對經(jīng)濟(jì)變量反應(yīng)方式和時(shí)序推演的方法不同，而由此得到的結(jié)果也不盡相同。第三，VAR模型只考慮那些可以觀測到的變量，而不會(huì)把那些不可觀測但是對于分析結(jié)果有著重要影響的變量包括市場環(huán)境、潛在產(chǎn)出、制度環(huán)境等不會(huì)納入到分析框架當(dāng)中來。因此，VAR模型難以滿足全面分析貨幣政策的國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的需要。

目前在可以檢索到的國內(nèi)文獻(xiàn)中使用FAVAR模型來實(shí)證分析貨幣政策有效性的文獻(xiàn)很少，因此本文力求在這方面進(jìn)行嘗試，這也是本文的創(chuàng)新之一。本文的另外一個(gè)創(chuàng)新之處在于考慮了新世紀(jì)以來我國對外貿(mào)易和金融自由化進(jìn)一步發(fā)展的背景下討論貨幣政策的有效性，利用FAVAR的方法提取了反應(yīng)我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的影響因子，并把這些影響因子置于價(jià)格水平、經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量的分析框架之中，比較了考慮對外貿(mào)易發(fā)展水平和金融水平和不考慮對外貿(mào)易發(fā)展水平和金融水平的價(jià)格水平、經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量的分析框架對于結(jié)果的影響。

三、實(shí)證框架：因素增強(qiáng)型向量自回歸（FAVAR）模型

（一）FAVAR模型結(jié)構(gòu)及估計(jì)方法

Bernanke等[19-20]提出來的FVAR模型的分析框架可以表述為：假設(shè)Yt是M×1維向量，包含在Yt中的各個(gè)變量在經(jīng)濟(jì)中都能被觀察到并且對經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生廣泛的影響。然而，在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)當(dāng)中有許多重要的因素同樣也能對經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生廣泛而重要的影響，但是囿于觀測手段和方法，這些重要因素不能被準(zhǔn)確觀測到，例如說制度因素以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境、信貸條件等，這就意味著這些重要的因素并沒有能包含在Yt中。假定這些沒有準(zhǔn)確觀察到的信息可以由K個(gè)因子來表達(dá)，用Ft來表示K×1維向量。因此Ct=FtYt構(gòu)成了影響我國眾多宏觀經(jīng)濟(jì)變量的基本因素的集合。Ft與Yt的動(dòng)態(tài)關(guān)系可以用（1）式給定。其中，？漬（L）為d階滯后多項(xiàng)式；vt為均值為零、協(xié)方差矩陣為Q的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

FtYt=？漬（L）Ft-1Yt-1+vt （1）

（1）式從形式上看是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的VAR模型，但是由于Ft不能被準(zhǔn)確觀測到，因此不能使用VAR模型來對變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析。但如果把因子理解為對眾多經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響的潛在因素，就可以反過來從已知的可以觀測到的大量經(jīng)濟(jì)變量序列中有所了解。也就是說，把大量受到開放因子影響的眾多經(jīng)濟(jì)變量集由N×1的向量用Xt來表示。向量Xt的序列數(shù)目N遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于時(shí)間期數(shù)T，并假定因子數(shù)（K+M<

不可觀測因子Ft的估計(jì)是整個(gè)FAVAR模型的關(guān)鍵步驟。Ft的估計(jì)方法目前主要有三種：Stock、Watson（2002）提出的兩步主成分分析法、迭代法以及Boivin（2009）提出的Gibbs抽樣法[21]。根據(jù)Bernanke（2004）的對比結(jié)果顯示這三種方法估計(jì)的結(jié)果差異并不大[22]。Gupta（2010）通過對這三種方法結(jié)果的對比，顯示Gibbs抽樣法的效果稍微要差一些[23]。Hwang（2009）證明了兩步主成分法的有效性[24]。因此，本文采用兩步主成分法來進(jìn)行分析，而采用兩步主成分目前也有兩種方法，一種是將可觀察到的序列變量分為“快速變化”變量和“慢速變化”①變量，然后通過從慢速變化變量中提取影響慢速變化變量變化的開放因子Ft。相對而言，界定“快速變化”變量和“慢速變化”存在著主觀性，而且涉及變量較多、工作量較大，而Boivin和Giannoni（2008）的方法更加直觀和簡單，因此本文借鑒他們的方法[25]。首先從Xt的主成分分析中獲得K-1個(gè)基本因素，從而得到初始的Ft，并記為Ft（0）；然后按照以下方法進(jìn)行迭代：以Ft（0）和MSt為自變量對Xt進(jìn)行回歸估計(jì)，得到評估系數(shù)？姿，然后計(jì)算X-？姿。接下來對X進(jìn)行主成分估計(jì)，得到K-1個(gè)主成分。最后返回到第一步，通過迭代消除貨幣供應(yīng)量對其變量的影響，得到了衡量基本經(jīng)濟(jì)因素的Ct向量。

（二）數(shù)據(jù)說明

借鑒Bernanke（2004）的研究過程，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了64種時(shí)間序列變量，時(shí)間跨度從2001年1月至2011年12月共132個(gè)月度數(shù)據(jù)用來反映我國對外開放的情況。這些變量大致可以分為如下幾個(gè)部分：一是反映金融和貿(mào)易開放度的指標(biāo)，它們包括進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額、FDI以及外匯儲(chǔ)備；二是反映貨幣政策以及各項(xiàng)金融活動(dòng)的指標(biāo)，包括金融機(jī)構(gòu)金融債券、金融機(jī)構(gòu)外匯占款以及外匯儲(chǔ)備、人民幣對美元、港幣、日元的加權(quán)平均匯率以及相應(yīng)的期末匯率等。由于國家統(tǒng)計(jì)局沒有發(fā)布月度GDP，因此采用每個(gè)月的工業(yè)增加值來近似衡量總產(chǎn)出指標(biāo)，價(jià)格水平用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI來反應(yīng)。關(guān)于貨幣供應(yīng)量究竟如何選取，本文采用M2作為貨幣供應(yīng)量MSt的指標(biāo)來反應(yīng)中央銀行貨幣政策的變動(dòng)，并視其為可觀測因子。接下來，本文的模型要確定開放因子的個(gè)數(shù)。根據(jù)Bai和Ng（2002）認(rèn)為開放因子的個(gè)數(shù)應(yīng)該與可觀測變量集Xt有關(guān)，但是他們并沒有具體給出以上兩者之間究竟通過什么樣的關(guān)系來決定[26]。筆者根據(jù)主成分分析的理論，一般來說提取的因子個(gè)數(shù)方差累積貢獻(xiàn)率要達(dá)到85%以上，同時(shí)考慮到模型的簡潔以及樣本容量的限制，設(shè)定影響我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的開放因子的個(gè)數(shù)為5個(gè)②。然后對除價(jià)格水平以外的其他變量采用Census-X12的方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

四、我國貨幣政策效果的實(shí)證分析

通過FAVAR方法，得到了5個(gè)開放因子f1、f2、f3、f4以及f5來反應(yīng)對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平。通過對這5個(gè)開放因子、貨幣供應(yīng)量增長率、價(jià)格水平變化率以及實(shí)際產(chǎn)出增長率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們均為平穩(wěn)序列（見表1）。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Johanserl協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系（見表2）。

由以上分析可知，開放因子、價(jià)格水平、貨幣供應(yīng)量以及產(chǎn)出水平平穩(wěn)且存在長期協(xié)整關(guān)系。通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）來進(jìn)行分析。由于本文的目的是在考慮開放因子的條件下定量考察貨幣供應(yīng)量對于價(jià)格和產(chǎn)出的影響，而且采取主成分的方法提取開放因子，因此從理論上開放因子之間正交而互不相關(guān)。（2）式中采用對角元素都為1的下三角矩陣，例如因子C43表示開放因子2對開放因子1的影響，但并沒有設(shè)為0，實(shí)際上并不影響估計(jì)結(jié)果。因?yàn)楫?dāng)兩者之間的關(guān)系確實(shí)為0的時(shí)候，估計(jì)的結(jié)果也仍然與0相差無幾。因此SVAR的遞歸結(jié)構(gòu)式（recursive SVAR）為：

et=emsecpief1ef2ef3ef4ef5eyc=c11 0 0 0 0 0 0 0c21 c22 0 0 0 0 0 0c31 c32 c33 0 0 0 0 0c41 c42 c43 c44 0 0 0 0c51 c52 c53 c54 c55 0 0 0c61 c62 c63 c64 c65 c66 0 0c71 c72 c73 c74 c75 c76 c77 0c81 c82 c83 c84 c85 c86 c87 c88=umsucpiuf1uf2uf3uf4uf5uyc （2）

其中et是由以上八個(gè)變量構(gòu)成的VAR模型的殘差組成的向量；ut是由結(jié)構(gòu)式中的結(jié)構(gòu)沖擊構(gòu)成的向量。同時(shí)為了和不考慮開放因子的貨幣政策實(shí)施效果進(jìn)行對比，本文也做了在不考慮開放因子的貨幣對于產(chǎn)出和價(jià)格水平的脈沖響應(yīng)（見圖2）。從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，在不考慮開放因子的作用下，實(shí)際產(chǎn)出增長率yc對貨幣供應(yīng)量的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊有一個(gè)較強(qiáng)的正向相應(yīng)，大概8個(gè)月后逐漸穩(wěn)定下來并趨向于零，表明貨幣供給的正向沖擊短期會(huì)對實(shí)際產(chǎn)出有一個(gè)正向效應(yīng)，但是長期不會(huì)有實(shí)際產(chǎn)出效應(yīng)。同時(shí)，在不考慮開放因子的作用下，貨幣沖擊所帶來的實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)是非常劇烈的，實(shí)際產(chǎn)出的波動(dòng)表現(xiàn)為振蕩向前并最終趨于0。一般價(jià)格水平對貨幣供應(yīng)量增長的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊同樣有一個(gè)較強(qiáng)的正向相應(yīng)，而且這種影響在3個(gè)月后達(dá)到最大，大概8個(gè)月后貨幣沖擊對于價(jià)格的影響逐漸穩(wěn)定并趨向于零，表明貨幣供給的正向沖擊短期會(huì)對價(jià)格沖擊是振蕩的，而且這種影響持續(xù)的時(shí)間比較長，但是這種沖擊的長期影響不存在。

考慮開放因子的作用下，相對于圖2中產(chǎn)出對于貨幣供應(yīng)量M2的沖擊反應(yīng)，圖1中實(shí)際產(chǎn)出對于貨幣供應(yīng)量M2的沖擊反應(yīng)波動(dòng)幅度要比不考慮開放因子產(chǎn)出波動(dòng)幅度要小的多，而且其達(dá)到峰值的時(shí)間要更短一些?？梢?，相對于在封閉狀態(tài)下而言，開放條件下貨幣沖擊對于產(chǎn)出波動(dòng)的影響要弱一些?？紤]開放因子影響下貨幣沖擊對于實(shí)際價(jià)格的影響，發(fā)現(xiàn)一般價(jià)格水平對貨幣供應(yīng)量增長的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊馬上會(huì)表現(xiàn)出一個(gè)負(fù)向反應(yīng)，1個(gè)月以后達(dá)到波谷，而且這個(gè)波谷值比不考慮開放因子作用下的產(chǎn)出波動(dòng)的波谷值要大，大約4個(gè)月以后貨幣沖擊對價(jià)格水平的影響逐漸消失。這說明對外貿(mào)易和金融自由化的發(fā)展雖然不能改變貨幣長期中性的結(jié)論，但是相對于僅考慮封閉狀態(tài)的貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)而言，開放條件下的價(jià)格水平波動(dòng)幅度更大但持續(xù)時(shí)間更短。也就是說，在考慮了開放因子的影響以后，貨幣沖擊雖然不能改變價(jià)格效應(yīng)長期中性的結(jié)論，但是價(jià)格水平對于貨幣沖擊的反應(yīng)影響要小、持續(xù)時(shí)間更短。

從封閉經(jīng)濟(jì)走向開放是一個(gè)復(fù)雜的過程。對外開放水平的提高雖然會(huì)增強(qiáng)國民經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系，同時(shí)也使得本國各個(gè)經(jīng)濟(jì)部門與外部經(jīng)濟(jì)之間發(fā)生錯(cuò)綜復(fù)雜的影響。分析貨幣政策在開放條件下的有效性，還是要考慮到貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制，因?yàn)樨泿耪呤欠裼行喈?dāng)大程度上取決于貨幣政策的傳導(dǎo)渠道是否順暢以及傳導(dǎo)機(jī)制是否發(fā)生了變化。在封閉經(jīng)濟(jì)條件下，中央銀行主要是通過信貸和利率來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)；而在開放條件下，貨幣政策還可以通過匯率渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。這三種渠道在貨幣政策中的傳導(dǎo)作用依賴于對外開放水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，因此這三種渠道在整個(gè)貨幣政策傳導(dǎo)中的機(jī)制是否變化直接影響到貨幣政策的執(zhí)行效果。

信貸渠道主要包括通過銀行貸款和資產(chǎn)負(fù)債表來反應(yīng)。當(dāng)中央銀行增加貨幣供應(yīng)量時(shí)，商業(yè)銀行的貸款資金增加，市場利率下降從而引起投資上升，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)出增加，這是傳統(tǒng)的信貸渠道的傳遞過程。所謂資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)是指由于金融市場存在不完全信息或者履行合同成本較高等原因，企業(yè)外部融資成本一般高于內(nèi)部資金成本。當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資本較多時(shí)，對外融資的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償成本較低，因此外部融資成本會(huì)隨著內(nèi)部資產(chǎn)數(shù)量下降。中央銀行擴(kuò)張貨幣供應(yīng)量時(shí)，市場利率下降，引起資產(chǎn)價(jià)格上升，內(nèi)部資本的價(jià)格上升使得企業(yè)從外部融資變得容易。因此，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，企業(yè)融資途徑增多使得企業(yè)對于銀行的依賴減少。也正因?yàn)榇?，開放條件下當(dāng)中央銀行貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，相對于封閉經(jīng)濟(jì)會(huì)引起更大程度的產(chǎn)出的擴(kuò)張和價(jià)格的變化；反過來，當(dāng)貨幣供應(yīng)量緊縮時(shí)，企業(yè)外部融資成本增加，會(huì)使得企業(yè)融資渠道進(jìn)一步變窄。因此，開放條件下，貨幣政策會(huì)通過信貸渠道放大對實(shí)際產(chǎn)出的影響。這與本文利用SVAR模型分析的結(jié)論一致，即考慮開放因子的條件下，貨幣沖擊會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出相對更快的對沖擊做出反應(yīng)。

另外，貨幣沖擊對產(chǎn)出的波動(dòng)還可以從利率的傳導(dǎo)機(jī)制上解釋。中央銀行擴(kuò)張貨幣供應(yīng)量引起市場利率下降，開放經(jīng)濟(jì)條件下大量外資金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入削弱了利率的管制作用。因此，產(chǎn)出對于中央銀行利率的價(jià)格效應(yīng)反應(yīng)削弱。此外，根據(jù)托賓的q理論以及財(cái)富效應(yīng)理論，當(dāng)市場利率下降會(huì)使得債券和銀行存款的吸引力相對于股票而言下降，從而導(dǎo)致股票價(jià)格上升，而更高的股價(jià)導(dǎo)致更高的q，這樣就會(huì)導(dǎo)致更高的投資支出從而造成價(jià)格更大幅度和更高的產(chǎn)出。因此，貿(mào)易開放和金融管制放松所導(dǎo)致的股票市場發(fā)展必然會(huì)放大貨幣的利率傳遞渠道，由此縮短從貨幣調(diào)控到起作用的時(shí)間。

從匯率傳導(dǎo)渠道來說，當(dāng)一國貨幣供應(yīng)量上升時(shí)，引起利率下降，投資增加。當(dāng)國內(nèi)外存在利差時(shí)，引起本幣貶值，使得國內(nèi)商品相比國外商品更有競爭力，從而在更大程度上導(dǎo)致出口和產(chǎn)出增加。開放條件下，中央銀行貨幣供應(yīng)量的變化一方面會(huì)通過國外資本的套利活動(dòng)影響國內(nèi)貨幣供應(yīng)量；另一方面會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)貨幣供求的狀況變化，引起國際收支的變化并進(jìn)一步通過匯率的變化影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)，從而影響國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平。

五、結(jié)論

本文利用我國對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平指標(biāo)，通過因素增強(qiáng)型向量自回歸（FAVAR）模型提取了反映對外貿(mào)易和金融發(fā)展水平的開放因子，并構(gòu)建了由開放因子以及一般價(jià)格水平、貨幣供應(yīng)量增長率以及實(shí)際產(chǎn)出變化率構(gòu)成的結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型進(jìn)行了脈沖響應(yīng)分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和金融自由化的發(fā)展雖然并不能改變貨幣長期中性的結(jié)論，但是相對于僅考慮封閉狀態(tài)的貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)而言，開放條件下的價(jià)格水平波動(dòng)幅度更大但持續(xù)時(shí)間更短。也就是說，在考慮了開放因子的影響以后，貨幣沖擊雖然不能改變價(jià)格效應(yīng)長期中性的結(jié)論，但是價(jià)格水平對于貨幣沖擊的反應(yīng)影響要小、持續(xù)時(shí)間更短。根據(jù)本文的結(jié)論，可以得到以下啟示：一是從長遠(yuǎn)來看，我國貨幣政策應(yīng)逐步將貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)從貨幣供應(yīng)量轉(zhuǎn)向以盯住通貨膨脹率的貨幣政策體制。一國開放程度越高，對外經(jīng)濟(jì)越活躍，金融自由化水平越高，與對外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相關(guān)所占的貨幣供應(yīng)量比重越大，貨幣供應(yīng)的內(nèi)生性就越強(qiáng)，貨幣政策的主動(dòng)性和有效性就更加削弱。二是貨幣供應(yīng)量對價(jià)格和產(chǎn)出波動(dòng)的解釋程度已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于開放因子，從而也間接證明了貨幣供應(yīng)量已經(jīng)不再適合作為貨幣供應(yīng)量的中介目標(biāo)。從我國的實(shí)踐來說，我國的貨幣政策的中介目標(biāo)是貨幣供應(yīng)量，但是與此相對應(yīng)的利率實(shí)際上不是市場化的利率。在一個(gè)均衡的市場中，價(jià)格和數(shù)量是不可能同時(shí)調(diào)節(jié)的，由此也證明了貨幣供應(yīng)量在作為中介目標(biāo)的缺陷。

（責(zé)任編輯：陳薇）

參考文獻(xiàn)：

[1]Mundell，Robert A.The Money Dynamics of International Adjustment under Fixed and Flexible Rates[J].Quarterly Journal of Economics，1960（74）：267-278.

[2]Fleming.J，Marcus.Domestic Financial Policies under

Fixed and under Floating Exchanged Rates[J]. Staff Papers，19

62（19）：369-379.

[3]Krugman，P.A Model of Balance Payment Crises[J].Journal of Money，Credit and Banking，1979（11）：311-325.

[4]Obstfeld， M. The Logic of Currency Crises [J].Cashiers

Economique et Montaires，1994（43）：89-213.

[5]Friedman，Milton，Annal J.Schwartz.A Monetary History

of the United States[M].Princeton： Princeton University Press，19

63.

[6]Lawrence J. Christiano. Money Does Granger-Cause Output in the Bivariate Money-Output Relation[R].Federal Reserve Bank of Minneapolis ，Minneapolis，1988.

[7]Stock，J.H，M.W.Waston， Interperting the Evidence on Money Income Causality[J]. Journal of Econometrics，1989（40）：61-181.

[8]Romer.Openness，Inflation.Theory and Evidence[J].

Journal of Economics，1993（108）：869-903.

[9]PatrickJ.Coe.Structural VARs and Long-run Monetary Neutrality[G].J.E.L Classifications，2010.

[10]劉斌.我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出、物價(jià)間相互關(guān)系的實(shí)證研究[J].金融研究，2002（7）：10-12.

[11]邱崇明.入世后我國貨幣政策的外部環(huán)境的變化與對策[J].金融研究，2003（5）：127-134.

[12]陸軍.長期貨幣中性：理論及其在中國的實(shí)證[J].金融研究，2002（6）：32-40.

[13]劉柏.我國國際收支對貨幣政策獨(dú)立性的沖擊[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2005（9）：34-38.

[14]劉霖.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國經(jīng)濟(jì)增長—基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2005（3）：14-19.

[15]裴平.經(jīng)濟(jì)開放度對中國貨幣政策有效性的影響：基于1985-2004年交叉數(shù)據(jù)的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2006（5）：47-52.

[16]閆力.貨幣政策有效性問題研究[J].金融研究，2009（12）：59-70.

[17]張屹山.資本和金融項(xiàng)目開放對中國宏觀經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證研究[J] .中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010（5）：27-36.

[18]董青馬.中國貨幣供應(yīng)量、價(jià)格水平和產(chǎn)出關(guān)系的實(shí)證研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2011（12）：96-102.

[19] Bernanke， Ben，Jean Boivin. Monetary Policy in a

Data-Rich Environment[J].Journal of Monetary Economics，2003（4）：525-546.

[20]Ben S.Bernanke. Measuring The Effects of Monetary Policy： a Factor-augmented Vector Autoregressive Approach[J].NBER working paper，2004（1）.

[21]Stock， H， J，Watson， W. M.Macroeconomics Forecasting Using Diffusion Indexes[J]. Journal of Business and Economic ，2002，20（2）：147-162.

[22]Boivin， J，Giannoni， M. P，Mihov.Sticky Prices and

Monetary Policy： Evidence from Disaggregated U.S. data[J].American economic review， 2009（1）：350-384.

[23]Gupta R.Kabundi A.The Effect of Monetary Policy on Real House Price Growth in South Africa：A factor augmented Vector Autoregressiion Approach [J]. Economic Modeling，2010（27）：315-323.

[24]Hae-shin Hwang.Two-step Estimation of a Factor

Model in the Presence of Observable Factors[J].Economics Letters，2009（9）：247-249.

[25]Boivin， J，Giannoni， M. P， Mihov.Sticky Prices and Monetary Policy： Evidence from Disaggregated U.S. data [J].American economic review， 2009（1）：350-384.

[26]Bai， Jushan，Ng， Serena. Confidence Intervals For Diffusion Index Forecasts and Inference for Factor Augmented Regression[J].Econometrica，2006，74（4）：1133-1150.