李臘生 張巖 魏文慧

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)研究中心，天津300222）

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷加深，世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)正以驚人的速度緊密地聯(lián)系到一起，同時(shí)各國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策之間的相互影響與協(xié)調(diào)也日益增強(qiáng)。但是，當(dāng)前國(guó)際貨幣制度安排卻使這種國(guó)際協(xié)調(diào)表現(xiàn)出更為嚴(yán)重的非對(duì)稱性。經(jīng)濟(jì)大國(guó)，尤其是美國(guó)的貨幣政策及其經(jīng)濟(jì)震蕩隨時(shí)都以更為強(qiáng)烈的沖擊波影響著其他國(guó)家，極大地增加了其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策選擇的風(fēng)險(xiǎn)。自布雷頓森林體系崩潰之后，美元徹底擺脫了黃金的約束成為世界上最主要的儲(chǔ)備貨幣，一個(gè)以美元為核心的信用貨幣體系開始形成。當(dāng)美元發(fā)行數(shù)量擺脫黃金的約束后，美國(guó)便可以用更為靈活的方式主宰世界經(jīng)濟(jì)。不同的是，當(dāng)今美國(guó)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)的主宰不需要依靠實(shí)際經(jīng)濟(jì)實(shí)力，而是靠美元的特殊地位及其運(yùn)作技巧，只要美元作為國(guó)際儲(chǔ)備貨幣的地位沒能被徹底動(dòng)搖，美國(guó)就可以通過(guò)不斷增加美元供應(yīng)量從世界各國(guó)購(gòu)買任意數(shù)量的消費(fèi)品和資本品，從而滿足國(guó)內(nèi)的消費(fèi)需求和形成對(duì)全球資源的壟斷（筆者將這種無(wú)硬約束的美元體制抽象為美元無(wú)限供給彈性）。美元這種無(wú)約束供給不僅會(huì)使國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際金融出現(xiàn)嚴(yán)重的非對(duì)稱性，引起全球經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡，而且會(huì)給其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成明顯的沖擊，甚至在相當(dāng)程度上造成其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策的失靈。因此，其他國(guó)家在制定與實(shí)施自己的經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，已不能僅局限于國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的考量，而必須從一個(gè)更為寬廣的范圍來(lái)看待經(jīng)濟(jì)關(guān)系，尤其是不得不考慮美國(guó)的經(jīng)濟(jì)背景以及美元可能的沖擊。

中國(guó)在經(jīng)歷了五年的過(guò)渡期后，于2006年正式成為世界貿(mào)易組織（WTO）成員國(guó)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)開始與世界經(jīng)濟(jì)建立起更廣泛和直接的聯(lián)系，一個(gè)以開放經(jīng)濟(jì)為基本特征的經(jīng)濟(jì)格局開始形成。作為一個(gè)正在積極融入世界經(jīng)濟(jì)和金融體系的國(guó)家，中國(guó)正越來(lái)越明顯地感受到外部世界沖擊的影響；作為一個(gè)迅速崛起的大國(guó)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展已越來(lái)越強(qiáng)烈地感受到國(guó)內(nèi)人口紅利消失帶來(lái)的沖擊和影響；而美國(guó)為維護(hù)全球經(jīng)濟(jì)霸主地位所采用的針對(duì)性策略對(duì)我國(guó)則形成巨大壓力。在國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)沖擊明顯加劇以及發(fā)達(dá)國(guó)家貿(mào)易保護(hù)主義抬頭的大背景下，外部需求明顯受到擠壓，國(guó)際主要貨幣美元和歐元的疲軟致使人民幣升值預(yù)期不斷強(qiáng)化，資源價(jià)格高企以及勞動(dòng)、生活成本的持續(xù)上升使中國(guó)企業(yè)價(jià)格優(yōu)勢(shì)逐漸喪失，部分行業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)困難，2011年鋼鐵行業(yè)甚至出現(xiàn)全行業(yè)虧損，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下行的壓力明顯加大，我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行正面臨著前所未有的挑戰(zhàn)。面對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行如此困難以及外部環(huán)境相對(duì)惡化且更為復(fù)雜的局面，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界、實(shí)際經(jīng)濟(jì)部門及管理層均表現(xiàn)出對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)硬著陸的擔(dān)憂，因而宏觀經(jīng)濟(jì)政策的取向以及政策工具選擇的討論再度成為大家議論的焦點(diǎn)。

一、開放條件下的宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)

現(xiàn)有的宏觀經(jīng)濟(jì)模型大體可歸結(jié)為兩類，一是IS－LM模型，另一類是理性預(yù)期模型。由于理性預(yù)期模型無(wú)論是從理性預(yù)期假設(shè)的現(xiàn)實(shí)性還是從模型的基本結(jié)論上看，都不宜作為宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)分析的出發(fā)點(diǎn)（李臘生，翟淑萍等，2007），因此，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策選擇的分析則以IS－LM類模型為基本依據(jù)。IS－LM模型最初由?？怂梗℉ick，1937）提出，后經(jīng)漢森（Hansen，1953）等經(jīng)濟(jì)學(xué)家的發(fā)展，形成了現(xiàn)今封閉經(jīng)濟(jì)條件下的IS－LM 分析范式，此后，蒙代爾（Mundell，1963）、弗萊明（Fleming，1962）將其擴(kuò)展到開放經(jīng)濟(jì)條件下，提出了蒙代爾－弗萊明模型（M－F模型）。長(zhǎng)期以來(lái)，M－F模型一直被視為最重要的開放經(jīng)濟(jì)宏觀模型，然而，現(xiàn)實(shí)的國(guó)際貨幣制度安排中貨幣地位的非對(duì)稱性以及現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)制度的非一致性，使得無(wú)論在理論上還是在實(shí)踐中，國(guó)際收支平衡的假設(shè)均需要棄放。也就是說(shuō)，開放經(jīng)濟(jì)本身并不要求內(nèi)外都均衡，開放的目的在于利用外部資源與條件，克服或緩解經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的“短邊”約束，從而提升均衡水平。開放的宏觀經(jīng)濟(jì)一般均衡只存在外部條件給定條件下的均衡，內(nèi)外部同時(shí)均衡僅是一種特例。在國(guó)際貨幣制度安排非對(duì)稱的現(xiàn)實(shí)下，這種均衡幾乎不存在，且缺乏對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的指導(dǎo)價(jià)值，它只能成為國(guó)際主要貨幣國(guó)維護(hù)其不公平經(jīng)濟(jì)利益的口實(shí)，對(duì)此，可直接對(duì)IS－LM模型所涉及的產(chǎn)品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)進(jìn)行開放化，來(lái)擴(kuò)展IS－LM模型，使其成為開放條件下的宏觀經(jīng)濟(jì)模型。

經(jīng)對(duì)IS－LM模型變量的擴(kuò)展，可以得到開放條件下的宏觀經(jīng)濟(jì)模型

其中，S（Y，rn）為儲(chǔ)蓄，是收入Y 與國(guó)內(nèi)利率rn的函數(shù)，I（rn，rf）為國(guó)內(nèi)投資，它是國(guó)內(nèi)利率rn與國(guó)外利率rf的函數(shù)，NFI（e，rn，rf）為對(duì)外凈投資，它是匯率e、國(guó)內(nèi)利率rn和國(guó)外利率rf的函數(shù)，NX（Y，e）為凈出口，它是收入Y 與匯率e的函數(shù)，MS是貨幣供給總量，它由兩部分組成，一是可控的國(guó)內(nèi)因素所決定的貨幣供給量MSn，另一是外幣凈流入所引致的貨幣供給量，即外匯占款eMSf，LT是貨幣的交易性需求，LS為貨幣的投機(jī)性需求。

將政府的經(jīng)濟(jì)行為納入式（1）可得

其中，T為政府稅收，G為政府支出。

就可以討論開放經(jīng)濟(jì)條件下宏觀經(jīng)濟(jì)政策的選擇。

為了分析的方便，這里忽略以稅收形式表現(xiàn)的財(cái)政政策，即供給管理，只將政府支出視為財(cái)政政策，即假定政府基于需求管理，于是模型式（2）變形為

（一）財(cái)政政策效應(yīng)

對(duì)式（3）分別求的導(dǎo)數(shù)可得

分別解式（5）中的第一式、第二式和第三式可得

將式（7）代入式（6）后有

其中，s為邊際儲(chǔ)蓄傾向，n為邊際凈出口傾向。

再將式（7）代入式（8）可以得到

（二）貨幣政策效應(yīng)

接下來(lái)再考慮貨幣政策效應(yīng)，為了考察貨幣政策的影響，可以對(duì)式（3）分別求有關(guān)的導(dǎo)數(shù)，于是可以得到

由式（13）中的第一式、第二式和第三式可以得到

分別將式（15）代入式（14），式（16）代入式（14）整理后，進(jìn)行比較，可得

式（17）即為貨幣政策對(duì)總產(chǎn)出的影響，即貨幣 政策效應(yīng)，它由兩部分構(gòu)成，一部分是直接效應(yīng)

它是產(chǎn)品市場(chǎng)與貨幣市場(chǎng)對(duì)貨幣供給變動(dòng)的綜合反應(yīng)，是貨幣渠道直接傳導(dǎo)的結(jié)果；另一部分為間接效應(yīng)

它是貨幣政策通過(guò)利率的傳導(dǎo)途徑，由貨幣供給量變所引起的利率變動(dòng)，再由利率渠道去影響產(chǎn)品市場(chǎng)與貨幣市場(chǎng)，最終由兩個(gè)市場(chǎng)的相互關(guān)系去影響總產(chǎn)出。

從式（17）可以看出，貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響是復(fù)雜的，這種復(fù)雜性主要體現(xiàn)在貨幣的變動(dòng)不僅會(huì)引起國(guó)內(nèi)利率等相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的外的變化，而且它還會(huì)影響匯率，甚至國(guó)外利率的變動(dòng)，從而引起國(guó)內(nèi)外相關(guān)變量相互關(guān)系的調(diào)整，至于其主要通過(guò)哪條途徑發(fā)揮作用，則取決于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)主體行為的選擇。

如果仍像前面一樣，將國(guó)際收支平衡作為政府的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，且將國(guó)際收支平衡作為外部均衡的判定依據(jù)時(shí)，由此可知

二、美元無(wú)限供給彈性下的經(jīng)濟(jì)政策選擇

實(shí)際上，將國(guó)際收支平衡納入開放經(jīng)濟(jì)條件下的一般均衡分析只是式（3）的特例，顯然這種特例僅適宜于國(guó)際貨幣制度安排中各國(guó)貨幣具有對(duì)稱性地位的情形。然而，現(xiàn)行的貨幣制度安排是嚴(yán)格不對(duì)稱的，美元的特殊地位及其國(guó)際鑄幣稅首先決定了美國(guó)不可能保持國(guó)際收支平衡。當(dāng)主要儲(chǔ)備貨幣國(guó)不能保持國(guó)際收支平衡時(shí)，其他國(guó)家的所謂國(guó)際收支平衡目標(biāo)自然就失去了意義。在這種背景下，一國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)就不是較為簡(jiǎn)單的式（12）和式（18），而應(yīng)是極為復(fù)雜的式（11）和式（17）。從式（11）和式（17）可以看出，無(wú)論是財(cái)政政策還是貨幣政策，其政策效果都與儲(chǔ)備貨幣的凈流入狀況有關(guān)，而儲(chǔ)備貨幣的凈流入除了取決于產(chǎn)品市場(chǎng)的國(guó)際貿(mào)易狀況以外，還明顯受貨幣市場(chǎng)相關(guān)變量預(yù)期的影響，無(wú)論如何，其最終的決定因素均可歸結(jié)為儲(chǔ)備貨幣的供給狀況及其特點(diǎn)。以美元為例，布雷頓森林體系崩潰后，美元供給的硬性約束完全消失，它的供給量完全由美國(guó)自身的政治經(jīng)濟(jì)需要來(lái)決定。這就是說(shuō)，相對(duì)于非儲(chǔ)備貨幣國(guó)，只要美國(guó)需要，美元的特殊地位決定了它可以向其提供無(wú)限的流動(dòng)性。為了分析的方便，不妨將這種格局抽象為美元無(wú)限供給彈性，即對(duì)非儲(chǔ)備貨幣經(jīng)濟(jì)體，內(nèi)外利差和匯率預(yù)期的變動(dòng)，均有可能招致美元無(wú)限的凈流入，若假設(shè)美國(guó)利率不變，用公式表示就是

1.Ern有界但Ee＝∞。

在這種情況下，分別由式（11）和式（17）可得財(cái)政政策效應(yīng)為

由產(chǎn)品市場(chǎng)均衡條件可知，α＝0，代入上式得

貨幣政策效應(yīng)為

由產(chǎn)品市場(chǎng)均衡條件可知，α＝0，代入上式得

2.Ern＝∞但Ee有界

在這種情況下，分別由式（11）和式（17）可得財(cái)政政策效應(yīng)為

貨幣政策效應(yīng)為

式（22）和式（23）表明，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，如果美元的流動(dòng)主要通過(guò)利率渠道影響國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)，則在美元無(wú)限供給彈性下，財(cái)政政策無(wú)效，貨幣政策有效。但值得注意的是，貨幣政策的效應(yīng)將極大地破壞經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定性。因此，從宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的目標(biāo)上看，如果國(guó)際資本的流動(dòng)主要以利率為指向，且在美元對(duì)國(guó)內(nèi)利率具有無(wú)限彈性時(shí)，宏觀經(jīng)濟(jì)政策要么失效，要么是更不可取。在這種情形下，政府應(yīng)摒棄政策干預(yù)的思想。

3.Ern＝∞且Ee＝∞

在這種情況下，由式（11）和式（17）可得財(cái)政政策與貨幣政策的效應(yīng)取決于Ern和Ee的階數(shù)，當(dāng)Ern是Ee的高階無(wú)窮大時(shí)，財(cái)政政策與貨幣政策的效應(yīng)分別為式（22）和式（23），當(dāng)Ee是Ern的高階無(wú)窮大時(shí)，財(cái)政政策與貨幣政策的效應(yīng)則分別為式（20）和式（21），而當(dāng)Ern與Ee為同階無(wú)窮大時(shí)，由式（11）和式（17）分別可得財(cái)政政策為

同上述1和2的理由，α＝0，B＝0得

貨幣政策效應(yīng)為

因?yàn)?，α?，B＝0，所以有

上述分析表明，在美元無(wú)限供給彈性下，無(wú)論外資凈流入是單渠道還是雙渠道，貨幣政策是否有效，以及效果如何，其均與相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)有關(guān)。不同的參數(shù)關(guān)系不僅決定了政策效果程度上的不同，甚至還決定了政策效應(yīng)的方向，當(dāng)政策效應(yīng)的方向與宏觀調(diào)控目標(biāo)相背時(shí)，貨幣政策不僅不能起到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的作用，而且還會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。相比較而言，財(cái)政政策的效應(yīng)則簡(jiǎn)單很多，它除了美元無(wú)限供給彈性雙渠道傳導(dǎo)，且利率與匯率渠道具有同級(jí)效應(yīng)，對(duì)外凈出口對(duì)匯率變動(dòng)的反應(yīng)小于對(duì)外凈投資對(duì)匯率變動(dòng)的反應(yīng)（A＞0）外，至于其他情形，財(cái)政政策至少能保證不會(huì)使經(jīng)濟(jì)狀況變得更糟。因此，筆者認(rèn)為，在政府對(duì)美元無(wú)限供給彈性的影響渠道未知，政府對(duì)相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)的關(guān)系未知的情況下，選擇財(cái)政政策作為宏觀調(diào)控的最主要手段要優(yōu)于選擇貨幣政策，至少財(cái)政政策的政策風(fēng)險(xiǎn)遠(yuǎn)小于貨幣政策。

三、美元無(wú)限供給彈性下我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策選擇的實(shí)證分析

經(jīng)濟(jì)政策選擇的依據(jù)來(lái)源于兩個(gè)方面，一是政策的有效性，另一則是政策效應(yīng)的穩(wěn)定性，

以下的實(shí)證分析分別從這兩方面展開。

（一）我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

1.變量的選擇。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的總量指標(biāo)，GDP增長(zhǎng)率作為度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量。

財(cái)政政策。財(cái)政政策的調(diào)控手段包括財(cái)政收入和財(cái)政支出兩個(gè)方面。其中，財(cái)政收入主要是指政府的稅收收入，稅收政策也是調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要杠桿，但是由于稅率的調(diào)整并不常用，稅收總額本身又不能完全反映財(cái)政政策的松緊程度。相比而言，財(cái)政支出卻具有更大的政策靈活性及政府宏觀政策的傾向性。因此本文選擇政府的財(cái)政支出（fe）作為財(cái)政政策的代表變量。

貨幣政策?；A(chǔ)貨幣（Reserve Money，mb）作為高能貨幣，它最能反央中央銀行的政策意圖，在貨幣乘數(shù)不變的前提下，其作為貨幣政策的評(píng)價(jià)變量是最恰當(dāng)?shù)?。然而，在開放經(jīng)濟(jì)體系下，基礎(chǔ)貨幣的變動(dòng)因受到外部沖擊，可能產(chǎn)生被動(dòng)性的松緊。因此，將貨幣政策劃分為主動(dòng)性與被動(dòng)性調(diào)節(jié)就有其必要性，對(duì)此，選擇外匯占款（Position for Forex Purchase，PFP）作為被動(dòng)性貨幣政策的度量變量，MB－PFP＝Mn作為主動(dòng)性貨幣政策的度量變量。

2.樣本數(shù)據(jù)的選擇和預(yù)處理。

本文樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1997年第四季度至2011年第四季度，由于中國(guó)在2001年12月11日成為世界貿(mào)易組織（WTO）成員國(guó)，從此中國(guó)經(jīng)濟(jì)和世界經(jīng)濟(jì)開始建立了更加直接和廣泛的聯(lián)系，因此本文將樣本數(shù)據(jù)按照我國(guó)加入WTO的時(shí)間劃分為兩個(gè)階段，并且考慮到樣本數(shù)據(jù)的可獲取性，最終確定兩個(gè)樣本的時(shí)間區(qū)間為1997年第四季度至2001年第四季度（加入WTO之前）和2002年第一季度至2011年第四季度（加入WTO之后）兩個(gè)區(qū)間，所使用的數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)。

基礎(chǔ)貨幣MB和外匯占款PFP2000年至2008年的季度數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站（http：／／www.pbc.gov.cn／），1997 年 至 1999年的季度數(shù)據(jù)由《中國(guó)金融年鑒》整理得到；由于我國(guó)公布的是各指標(biāo)月度數(shù)據(jù)，本文以各指標(biāo)3、6、9和12月份的月末數(shù)據(jù)作為其季度數(shù)據(jù)。政府財(cái)政支出的季度數(shù)據(jù)通過(guò)相應(yīng)月份的數(shù)據(jù)相加求和得到，財(cái)政支出的月度數(shù)據(jù)來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，由于財(cái)政支出的月度數(shù)據(jù)一般不統(tǒng)計(jì)12月份，本文通過(guò)財(cái)政支出的年度數(shù)據(jù)，減去前十一個(gè)月的月度數(shù)據(jù)總和求得。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的季度數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http：／／www.stats.gov.cn／），并且對(duì)GDP數(shù)據(jù)利用相應(yīng)季度的CPI數(shù)據(jù)剔除物價(jià)因素影響?；贑PI（1990Q1＝100）是先通過(guò)統(tǒng)計(jì)局公布的2001年的CPI月度環(huán)比數(shù)據(jù)推算出2001年1月份為100的2001年基期數(shù)據(jù)，然后利用各年的CPI（上年同月＝100）的增長(zhǎng)率向前和向后推算出2001年1月份為100的月度CPI基期數(shù)據(jù)，再轉(zhuǎn)化為1990年1月份為100的CPI基期月度數(shù)據(jù)，最后計(jì)算每個(gè)季度平均值，再轉(zhuǎn)化為1990年1季度為100（1990Q1＝100）的基期季度數(shù)據(jù)。

3.宏觀經(jīng)濟(jì)政策經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證模型

（1）變量的季節(jié)調(diào)整和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后對(duì)經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整之后的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

第一，變量的季節(jié)調(diào)整。季節(jié)調(diào)整（Seasonal adjustment）就是將時(shí)間序列中的季節(jié)變動(dòng)要素剔除，從而使時(shí)間序列能夠顯示出潛在的趨勢(shì)循環(huán)分量，趨勢(shì)循環(huán)分量能夠更加真實(shí)地反映出經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列運(yùn)動(dòng)的客觀規(guī)律。目前，比較常用的季節(jié)調(diào)整方法有4種，分別為Census X12方法、X11方法、移動(dòng)平均方法和Tramo／Seats方法。我們這里采用X11季節(jié)調(diào)整方法，加入之前的原始數(shù)據(jù)增長(zhǎng)率與經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)變化狀況如圖1－A、B所示，加入WTO之后的原始數(shù)據(jù)增長(zhǎng)率與經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)變化狀況圖2－A、B。

圖1 －A GDP FE、Mn和PFP增長(zhǎng)率原始序列

圖1 －B 四個(gè)變量經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整之后增長(zhǎng)率序列

2－A GDP、FE和PFP增長(zhǎng)率原始序列

圖2 －B 三個(gè)變量經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整之后增長(zhǎng)率序列

此外，為了克服樣本序列的異方差性和各個(gè)變量量綱的不一致性，對(duì)經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、財(cái)政支出FE、外匯占款PFP和Mn的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，將其分別記為L(zhǎng)GDP、LFE、LPFP和LMn。

第二，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先需要說(shuō)明的是，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1994年我國(guó)外匯占款為450 3.9億元，基礎(chǔ)貨幣為17 217億元，外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比重僅為26.16%；到2002年，我國(guó)加入之時(shí)，外匯占款增加至23 223.3億元，基礎(chǔ)貨幣增加至45 138.2億元，外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比重也隨之提高到51.45%；隨后，截至2011年底，我國(guó)的外匯占款已經(jīng)達(dá)到了253 587億元，基礎(chǔ)貨幣增加到224 641.8億元，外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比重進(jìn)而達(dá)到了112.89%。這說(shuō)明我國(guó)加入前后的兩個(gè)階段，貨幣政策的主導(dǎo)環(huán)境發(fā)生了重大變化，第二階段的貨幣政策可能幾乎完全由外部沖擊因素決定，如果是這樣，那么它就是一種純被動(dòng)式的調(diào)節(jié)，因此，這里暫先將第二階段的貨幣政策僅用外匯占款來(lái)代表。

利用Eviews6.0軟件對(duì)經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP、財(cái)政支出LFE、外匯占款LPFP和LMn的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1和表2所示。

表1 變量單位根的ADF檢驗(yàn)（1997Q4—2001Q4）

表2 變量單位根的檢驗(yàn)（2002Q1—2011Q4）

由表1可知，在我國(guó)加入之前，變量、、和無(wú)論是在1%還是在5%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即四個(gè)變量都是非平穩(wěn)的；然而、和數(shù)據(jù)的一階差分在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，數(shù)據(jù)的一階差分在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，因此可以判斷這四個(gè)變量都是一階單整變量，這就意味著模型中各變量的增長(zhǎng)過(guò)程是平穩(wěn)的。

由表2可知，在加入之后，變量、和無(wú)論是在1%還是在5%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即三個(gè)變量都是非平穩(wěn)的；而、和的一階差分在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說(shuō)明三個(gè)變量都具有平穩(wěn)性，同樣為一階單整變量。

（2）變量的協(xié)整關(guān)系。在我國(guó)加入WTO之前，因?yàn)長(zhǎng)PFP、LMn、LFE和LGDP 都是一階單整變量，所以可以按照兩步法做如下協(xié)整回歸并檢驗(yàn)四個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

為了確認(rèn)式（26）的關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系，這里再對(duì)式（26）的估計(jì)誤差進(jìn)行平穩(wěn)性分析，并做相應(yīng)的AEG檢驗(yàn)。對(duì)回歸可得

式（27）中，估計(jì)參數(shù)在10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，DW＝2.13，說(shuō)明在5%的顯著性水平下估計(jì)殘差序列不含有自相關(guān)。又因?yàn)镹＝3，α＝0.05，T＝50的臨界值為－3.75，而式（27）中的AEG＝－4.01＜－3.75，所以可以判斷LGDP、LFE、LMn和LPFP四個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，式（26）即為協(xié)整方程。

從式（26）可以看出，1997年第四季度至2001年第四季度期間，LMn每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)約0.208 9個(gè)百分點(diǎn)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)LMn的彈性為0.208 9，并且二者之間呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系；外匯占款每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使得國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值上升0.587 7個(gè)百分點(diǎn)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外匯占款彈性為0.587 7，二者之間也呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系；這種狀況說(shuō)明，貨幣政策不僅有效，而且貨幣政策充分利用了對(duì)外開放的契機(jī)，時(shí)適順勢(shì)地利用了來(lái)自外部的沖擊。同時(shí)，式（26）顯示，財(cái)政支出每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.207 5個(gè)百分點(diǎn)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政支出的彈性為0.207 5，并且二者之間同樣呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即財(cái)政政策也有效。但相比貨幣政策而言，財(cái)政政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的程度要弱得多，這一階段以貨幣政策作為主導(dǎo)的宏觀調(diào)控政策效果會(huì)更好。

然而，用上述同樣的方法來(lái)分析我國(guó)加入WTO之后的情況時(shí)可發(fā)現(xiàn)，第二階段類似于式（26）的方程無(wú)論如何都無(wú)法同時(shí)通過(guò)檢驗(yàn)，這充分說(shuō)明LGDP、LFE、LMn和LPFP四個(gè)變量在第二階段并不存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)此經(jīng)反復(fù)測(cè)試，并利用Engle－Granger兩步協(xié)整檢驗(yàn)法，來(lái)分析LGDP、LFE、LMn和LPFE四個(gè)變量之間可能存在的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果表明，四個(gè)變量中，LGDP、LFE和LPFP三個(gè)變量在第二階段存在協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整方程為

式（28）顯示，在開放經(jīng)濟(jì)體環(huán)境下，雖然總體上財(cái)政政策與貨幣政策均有效，政府的財(cái)政支出每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.901 2個(gè)百分點(diǎn)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政支出的彈性為0.901 2，二者之間同樣呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；外匯占款每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約0.264 1個(gè)百分點(diǎn)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外匯占款的彈性為0.264 1，并且二者之間呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系。但貨幣政策效應(yīng)的實(shí)質(zhì)卻發(fā)生了本質(zhì)性的變化，它完全破外部沖擊所“綁架”，變?yōu)橐环N純粹性的被動(dòng)調(diào)節(jié)工具。

4.實(shí)證結(jié)論

綜合和比較式（26）與式（28），可以得出如下結(jié)論。

（1）總體上，無(wú)論是財(cái)政政策還是貨幣政策，在現(xiàn)階段的我國(guó)經(jīng)濟(jì)中均是有效的，但加入前后兩階段的效果卻明顯不同，第一階段貨幣政策效果更明顯，且貨幣政策干預(yù)的主觀能動(dòng)性特征較為突出；第二階段財(cái)政政策效果更明顯，而貨幣政策干預(yù)幾乎只是瀕于應(yīng)對(duì)外部沖擊，是一種被動(dòng)性政策選擇。

（2）第二階段的政策效應(yīng)與前面開放經(jīng)濟(jì)宏觀政策效應(yīng)的理論結(jié)果基本一致。

（3）財(cái)政政策效應(yīng)顯著增強(qiáng)，財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性由第一階段的0.2075上升到第二階段的0.9012，而貨幣政策效應(yīng)明顯減弱，大有貨幣政策失效的趨勢(shì)。

（4）財(cái)政政策與貨幣政策效應(yīng)的優(yōu)勢(shì)地位發(fā)生逆轉(zhuǎn)，財(cái)政政策效應(yīng)不僅從第一階段的劣勢(shì)地位反轉(zhuǎn)至第二階段的優(yōu)勢(shì)地位，且優(yōu)勢(shì)十分明顯，第二階段的政策選擇存在貨幣政策使用過(guò)度，財(cái)政政策利用不足的問題。

（二）宏觀政策選擇風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

前面的理論分析表明，宏觀經(jīng)濟(jì)體系的復(fù)雜性決定了經(jīng)濟(jì)政策的選擇與實(shí)施未必就依政府的預(yù)期演進(jìn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策選擇錯(cuò)誤或政策的傳導(dǎo)路徑脫離政府的預(yù)期時(shí)，其最終的政策效應(yīng)通常會(huì)偏離政府的政策目標(biāo)，即政策風(fēng)險(xiǎn)。政策風(fēng)險(xiǎn)可分為政策選擇風(fēng)險(xiǎn)與政策實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)，政策選擇風(fēng)險(xiǎn)是因政策選擇不當(dāng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，政策實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)是由傳導(dǎo)路徑的不確定性所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，由于傳導(dǎo)路徑不確定性的客觀性，政策實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)總是存在的，相比較而言，政策選擇風(fēng)險(xiǎn)卻是可以避免的。因此，以下的分析僅針對(duì)政策選擇風(fēng)險(xiǎn)。

風(fēng)險(xiǎn)的度量方式有很多，其中包括平均絕對(duì)偏差、標(biāo)準(zhǔn)差、半方差VaR、等。從樣本數(shù)據(jù)的可得性，技術(shù)處理的簡(jiǎn)潔性，相關(guān)分析模型的一致性，以及宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定性目標(biāo)的角度來(lái)看，選擇平均絕對(duì)偏差來(lái)作為政策選擇風(fēng)險(xiǎn)的度量是恰當(dāng)?shù)?。?duì)此，利用上一部分的協(xié)整方程，通過(guò)建立相應(yīng)的誤差修正（ECM）模型就可以達(dá)到考察政策選擇風(fēng)險(xiǎn)的目的。

1.第一階段的模型

由式（26）可以得到非均衡誤差方程為

依據(jù)式（29）所得的樣本值，加上模型中各變量的平穩(wěn)性性質(zhì)，就可以利用方法進(jìn)行估計(jì)。通過(guò)反復(fù)篩選變量和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，最終得到第一階段的誤差修正模型為

圖3 模型的殘差序列以及實(shí)際值和擬合值

式（30）中的差分項(xiàng)反映了宏觀經(jīng)濟(jì)變量短期波動(dòng)的影響，而誤差修正項(xiàng)則反映宏觀經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期影響，由模型各參數(shù)的估計(jì)值可以得到以下結(jié)論。

第一，本季度的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率（經(jīng)濟(jì)波動(dòng)）取決于上一季度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和本季度的財(cái)政支出增長(zhǎng)率、本季度的外匯占款增長(zhǎng)率和本季度的LMn。在其他變量保持不變的情況下，上一季度GDP增長(zhǎng)率提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起本季度GDP增長(zhǎng)率上升0.240 3個(gè)百分點(diǎn)；本季度的財(cái)政支出FE增長(zhǎng)率提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起GDP增長(zhǎng)率上升0.227 44個(gè)百分點(diǎn)；本季度的外匯占款PFP增長(zhǎng)率提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致GDP增長(zhǎng)率上升0.237 8個(gè)百分點(diǎn)；同樣，本季度LMn提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使得GDP增長(zhǎng)率上升0.086 6個(gè)百分點(diǎn)。

第二，在我國(guó)加入WTO之前，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的短期影響中，財(cái)政政策變量—財(cái)政支出增長(zhǎng)率和貨幣政策變量—貨幣供給增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)均有顯著性的影響作用，并且財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響作用要略大于貨幣政策波動(dòng)。

第三，在宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響作用的同時(shí)，誤差修正項(xiàng)以0.465 6的比率反作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，使得經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間形成從非均衡向均衡態(tài)勢(shì)的不斷運(yùn)動(dòng)格局。

2.第二階段的模型

依同樣的方法可以得到第二階段非均衡誤差方程

通過(guò)反復(fù)篩選變量和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，最終可確定第二階段誤差修正模型為

圖4 模型的殘差序列以及實(shí)際值和擬合值

由式（32）中各參數(shù)的估計(jì)值可以得到：第一，本季度的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率（經(jīng)濟(jì)波動(dòng)）取決于上一季度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、財(cái)政支出增長(zhǎng)率和外匯占款增長(zhǎng)率。在其他變量保持不變的情況下，上一季度的增長(zhǎng)率提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起本季度GDP增長(zhǎng)率下降0.670 7個(gè)百分點(diǎn)；本季度的財(cái)政支出增長(zhǎng)率提高1%，會(huì)引起本季度GDP增長(zhǎng)率提高0.168 5個(gè)百分點(diǎn)；上一季度外匯占款增長(zhǎng)率提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.267 7個(gè)百分點(diǎn)。第二，在我國(guó)加入WTO之后，財(cái)政政策變量—財(cái)政支出增長(zhǎng)率和貨幣政策變量—外匯占款增長(zhǎng)率仍然能夠?qū)?jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生顯著性的影響效應(yīng)，但與加入WTO之前相比，財(cái)政政策波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響效應(yīng)由0.274 4降低至之后的0.168 5，而貨幣政策中外匯占款的波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響效應(yīng)略有上升，由之前的0.237 8上升為0.267 7，說(shuō)明在我國(guó)加入之后，財(cái)政政策的實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)下降，而貨幣政策實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)上升，且實(shí)施貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)要高于財(cái)政政策。第三，在宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響作用的同時(shí)，誤差修正項(xiàng)以0.020 1的比率反作用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，使得經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間形成從非均衡向均衡態(tài)勢(shì)不斷運(yùn)動(dòng)的格局。

四、結(jié)論與建議

本文利用開放經(jīng)濟(jì)的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，從理論與實(shí)證分析兩方面探討了美元無(wú)限供給彈性下我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)以及政策選擇風(fēng)險(xiǎn)。

理論分析結(jié)果表明：（1）在美元無(wú)限供給彈性下的開放經(jīng)濟(jì)體中，無(wú)論是財(cái)政政策還是貨幣政策，都會(huì)因政策傳導(dǎo)路徑的多樣性導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)的非確定性；（2）財(cái)政政策與貨幣政策是否有效，不僅取決于各宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)的取值，而且還與相應(yīng)的結(jié)構(gòu)性參數(shù)有關(guān)；（3）相比財(cái)政政策，貨幣政策可能的結(jié)果更為復(fù)雜，其不確定性程度更大，由此決定了選擇貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行會(huì)有更大的政策風(fēng)險(xiǎn)。

實(shí)證分析結(jié)果顯示：首先，改革開放以來(lái)，我國(guó)的宏觀調(diào)控政策總體上是有效的，但其政策效應(yīng)在加入WTO前后兩個(gè)階段卻表現(xiàn)出明顯的差異，加入WTO前階段，貨幣政策效果不僅更明顯，而且政策干預(yù)的結(jié)構(gòu)性效應(yīng)更為突出，外部沖擊雖有影響，但內(nèi)部主導(dǎo)的地位沒有動(dòng)搖。這種狀況一方面說(shuō)明，貨幣政策的選擇與我國(guó)市場(chǎng)化改革的推進(jìn)保持了良好的耦合關(guān)系，另一方面說(shuō)明央行對(duì)貨幣政策的使用與實(shí)施技巧保持了一個(gè)較高的水平。然而，在加入WTO后的第二階段，財(cái)政政策效應(yīng)顯著增強(qiáng)，且財(cái)政政策與貨幣政策效應(yīng)的優(yōu)勢(shì)地位發(fā)生逆轉(zhuǎn)，貨幣政策存在使用過(guò)度的傾向。其次，第二階段的政策效應(yīng)與開放經(jīng)濟(jì)宏觀政策效應(yīng)的理論結(jié)果基本一致，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)基本具備開放經(jīng)濟(jì)體的特征。復(fù)次，第二階段的貨幣政策效應(yīng)僅對(duì)外匯占款顯著，而外匯占款的非可控性及不確定性表明，該階段貨幣政策干預(yù)幾乎只是瀕于應(yīng)對(duì)外部沖擊，是一種典型的被動(dòng)性政策選擇，這在相當(dāng)程度上背離了宏觀調(diào)控政策的目的，其原因在于，要么是政策選擇不當(dāng)，要么是貨幣政策實(shí)施存在問題。最后，加入WTO前，我國(guó)財(cái)政政策的政策風(fēng)險(xiǎn)雖大于貨幣政策，但兩者的差距很小，加入WTO后，財(cái)政政策風(fēng)險(xiǎn)明顯降低，貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)卻有所增強(qiáng)，結(jié)果使第二階段的貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)大大超過(guò)財(cái)政政策風(fēng)險(xiǎn)，如果再結(jié)合財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)大于貨幣政策的現(xiàn)實(shí)來(lái)看，則可以得到如下判斷，即當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，選擇財(cái)政政策要優(yōu)于選擇貨幣政策。

面對(duì)開放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，結(jié)合本文的研究結(jié)論，提出如下建議：（1）轉(zhuǎn)變當(dāng)前我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的政策取向，將以貨幣政策為主的政策取向轉(zhuǎn)移到以財(cái)政政策為主的政策取向上來(lái)；（2）著力推動(dòng)人民幣的國(guó)際化，最大限度地縮小人民幣與主要國(guó)際儲(chǔ)備貨幣在國(guó)際貨幣制度安排中地位不對(duì)稱的局面，并以此尋求人民流動(dòng)性的出口；（3）在推進(jìn)利率市場(chǎng)化的同時(shí)，逐漸放棄貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)，建立以利率為中介目標(biāo)的貨幣政策調(diào)控體系。

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