李臘生 張巖 魏文慧

（天津財經(jīng)大學 中國經(jīng)濟統(tǒng)計研究中心，天津300222）

隨著經(jīng)濟全球化進程的不斷加深，世界各國的經(jīng)濟正以驚人的速度緊密地聯(lián)系到一起，同時各國宏觀經(jīng)濟政策之間的相互影響與協(xié)調(diào)也日益增強。但是，當前國際貨幣制度安排卻使這種國際協(xié)調(diào)表現(xiàn)出更為嚴重的非對稱性。經(jīng)濟大國，尤其是美國的貨幣政策及其經(jīng)濟震蕩隨時都以更為強烈的沖擊波影響著其他國家，極大地增加了其他國家經(jīng)濟政策選擇的風險。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備貨幣，一個以美元為核心的信用貨幣體系開始形成。當美元發(fā)行數(shù)量擺脫黃金的約束后，美國便可以用更為靈活的方式主宰世界經(jīng)濟。不同的是，當今美國對世界經(jīng)濟的主宰不需要依靠實際經(jīng)濟實力，而是靠美元的特殊地位及其運作技巧，只要美元作為國際儲備貨幣的地位沒能被徹底動搖，美國就可以通過不斷增加美元供應(yīng)量從世界各國購買任意數(shù)量的消費品和資本品，從而滿足國內(nèi)的消費需求和形成對全球資源的壟斷（筆者將這種無硬約束的美元體制抽象為美元無限供給彈性）。美元這種無約束供給不僅會使國際貿(mào)易與國際金融出現(xiàn)嚴重的非對稱性，引起全球經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的失衡，而且會給其他國家經(jīng)濟發(fā)展造成明顯的沖擊，甚至在相當程度上造成其他國家經(jīng)濟政策的失靈。因此，其他國家在制定與實施自己的經(jīng)濟政策時，已不能僅局限于國內(nèi)經(jīng)濟聯(lián)系的考量，而必須從一個更為寬廣的范圍來看待經(jīng)濟關(guān)系，尤其是不得不考慮美國的經(jīng)濟背景以及美元可能的沖擊。

中國在經(jīng)歷了五年的過渡期后，于2006年正式成為世界貿(mào)易組織（WTO）成員國。中國經(jīng)濟開始與世界經(jīng)濟建立起更廣泛和直接的聯(lián)系，一個以開放經(jīng)濟為基本特征的經(jīng)濟格局開始形成。作為一個正在積極融入世界經(jīng)濟和金融體系的國家，中國正越來越明顯地感受到外部世界沖擊的影響；作為一個迅速崛起的大國，中國經(jīng)濟的進一步發(fā)展已越來越強烈地感受到國內(nèi)人口紅利消失帶來的沖擊和影響；而美國為維護全球經(jīng)濟霸主地位所采用的針對性策略對我國則形成巨大壓力。在國際金融危機對我國經(jīng)濟沖擊明顯加劇以及發(fā)達國家貿(mào)易保護主義抬頭的大背景下，外部需求明顯受到擠壓，國際主要貨幣美元和歐元的疲軟致使人民幣升值預期不斷強化，資源價格高企以及勞動、生活成本的持續(xù)上升使中國企業(yè)價格優(yōu)勢逐漸喪失，部分行業(yè)產(chǎn)能過剩，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營困難，2011年鋼鐵行業(yè)甚至出現(xiàn)全行業(yè)虧損，經(jīng)濟增長下行的壓力明顯加大，我國經(jīng)濟運行正面臨著前所未有的挑戰(zhàn)。面對國內(nèi)經(jīng)濟運行如此困難以及外部環(huán)境相對惡化且更為復雜的局面，國內(nèi)學術(shù)界、實際經(jīng)濟部門及管理層均表現(xiàn)出對我國經(jīng)濟硬著陸的擔憂，因而宏觀經(jīng)濟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。

一、開放條件下的宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)

現(xiàn)有的宏觀經(jīng)濟模型大體可歸結(jié)為兩類，一是IS－LM模型，另一類是理性預期模型。由于理性預期模型無論是從理性預期假設(shè)的現(xiàn)實性還是從模型的基本結(jié)論上看，都不宜作為宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)分析的出發(fā)點（李臘生，翟淑萍等，2007），因此，對宏觀經(jīng)濟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)濟學家的發(fā)展，形成了現(xiàn)今封閉經(jīng)濟條件下的IS－LM 分析范式，此后，蒙代爾（Mundell，1963）、弗萊明（Fleming，1962）將其擴展到開放經(jīng)濟條件下，提出了蒙代爾－弗萊明模型（M－F模型）。長期以來，M－F模型一直被視為最重要的開放經(jīng)濟宏觀模型，然而，現(xiàn)實的國際貨幣制度安排中貨幣地位的非對稱性以及現(xiàn)有統(tǒng)計制度的非一致性，使得無論在理論上還是在實踐中，國際收支平衡的假設(shè)均需要棄放。也就是說，開放經(jīng)濟本身并不要求內(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)濟運行中的“短邊”約束，從而提升均衡水平。開放的宏觀經(jīng)濟一般均衡只存在外部條件給定條件下的均衡，內(nèi)外部同時均衡僅是一種特例。在國際貨幣制度安排非對稱的現(xiàn)實下，這種均衡幾乎不存在，且缺乏對現(xiàn)實經(jīng)濟的指導價值，它只能成為國際主要貨幣國維護其不公平經(jīng)濟利益的口實，對此，可直接對IS－LM模型所涉及的產(chǎn)品市場和貨幣市場進行開放化，來擴展IS－LM模型，使其成為開放條件下的宏觀經(jīng)濟模型。

經(jīng)對IS－LM模型變量的擴展，可以得到開放條件下的宏觀經(jīng)濟模型

其中，S（Y，rn）為儲蓄，是收入Y 與國內(nèi)利率rn的函數(shù)，I（rn，rf）為國內(nèi)投資，它是國內(nèi)利率rn與國外利率rf的函數(shù)，NFI（e，rn，rf）為對外凈投資，它是匯率e、國內(nèi)利率rn和國外利率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為貨幣的投機性需求。

將政府的經(jīng)濟行為納入式（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)濟條件下宏觀經(jīng)濟政策的選擇。

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

（一）財政政策效應(yīng)

對式（3）分別求的導數(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)

接下來再考慮貨幣政策效應(yīng)，為了考察貨幣政策的影響，可以對式（3）分別求有關(guān)的導數(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，進行比較，可得

式（17）即為貨幣政策對總產(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)品市場與貨幣市場對貨幣供給變動的綜合反應(yīng)，是貨幣渠道直接傳導的結(jié)果；另一部分為間接效應(yīng)

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

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

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

二、美元無限供給彈性下的經(jīng)濟政策選擇

實際上，將國際收支平衡納入開放經(jīng)濟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際貨幣制度安排中各國貨幣具有對稱性地位的情形。然而，現(xiàn)行的貨幣制度安排是嚴格不對稱的，美元的特殊地位及其國際鑄幣稅首先決定了美國不可能保持國際收支平衡。當主要儲備貨幣國不能保持國際收支平衡時，其他國家的所謂國際收支平衡目標自然就失去了意義。在這種背景下，一國的宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)就不是較為簡單的式（12）和式（18），而應(yīng)是極為復雜的式（11）和式（17）。從式（11）和式（17）可以看出，無論是財政政策還是貨幣政策，其政策效果都與儲備貨幣的凈流入狀況有關(guān)，而儲備貨幣的凈流入除了取決于產(chǎn)品市場的國際貿(mào)易狀況以外，還明顯受貨幣市場相關(guān)變量預期的影響，無論如何，其最終的決定因素均可歸結(jié)為儲備貨幣的供給狀況及其特點。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自身的政治經(jīng)濟需要來決定。這就是說，相對于非儲備貨幣國，只要美國需要，美元的特殊地位決定了它可以向其提供無限的流動性。為了分析的方便，不妨將這種格局抽象為美元無限供給彈性，即對非儲備貨幣經(jīng)濟體，內(nèi)外利差和匯率預期的變動，均有可能招致美元無限的凈流入，若假設(shè)美國利率不變，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）可得財政政策效應(yīng)為

由產(chǎn)品市場均衡條件可知，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)濟條件下，如果美元的流動主要通過利率渠道影響國內(nèi)經(jīng)濟，則在美元無限供給彈性下，財政政策無效，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)濟運行的穩(wěn)定性。因此，從宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的目標上看，如果國際資本的流動主要以利率為指向，且在美元對國內(nèi)利率具有無限彈性時，宏觀經(jīng)濟政策要么失效，要么是更不可取。在這種情形下，政府應(yīng)摒棄政策干預的思想。

3.Ern＝∞且Ee＝∞

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

同上述1和2的理由，α＝0，B＝0得

貨幣政策效應(yīng)為

因為，α＝0，B＝0，所以有

上述分析表明，在美元無限供給彈性下，無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，當政策效應(yīng)的方向與宏觀調(diào)控目標相背時，貨幣政策不僅不能起到穩(wěn)定經(jīng)濟的作用，而且還會加劇經(jīng)濟波動。相比較而言，財政政策的效應(yīng)則簡單很多，它除了美元無限供給彈性雙渠道傳導，且利率與匯率渠道具有同級效應(yīng)，對外凈出口對匯率變動的反應(yīng)小于對外凈投資對匯率變動的反應(yīng)（A＞0）外，至于其他情形，財政政策至少能保證不會使經(jīng)濟狀況變得更糟。因此，筆者認為，在政府對美元無限供給彈性的影響渠道未知，政府對相關(guān)宏觀經(jīng)濟參數(shù)的關(guān)系未知的情況下，選擇財政政策作為宏觀調(diào)控的最主要手段要優(yōu)于選擇貨幣政策，至少財政政策的政策風險遠小于貨幣政策。

三、美元無限供給彈性下我國經(jīng)濟政策選擇的實證分析

經(jīng)濟政策選擇的依據(jù)來源于兩個方面，一是政策的有效性，另一則是政策效應(yīng)的穩(wěn)定性，

以下的實證分析分別從這兩方面展開。

（一）我國宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)

1.變量的選擇。

經(jīng)濟增長。以國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的總量指標，GDP增長率作為度量經(jīng)濟增長的變量。

財政政策。財政政策的調(diào)控手段包括財政收入和財政支出兩個方面。其中，財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政政策的松緊程度。相比而言，財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政支出（fe）作為財政政策的代表變量。

貨幣政策。基礎(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價變量是最恰當?shù)?。然而，在開放經(jīng)濟體系下，基礎(chǔ)貨幣的變動因受到外部沖擊，可能產(chǎn)生被動性的松緊。因此，將貨幣政策劃分為主動性與被動性調(diào)節(jié)就有其必要性，對此，選擇外匯占款（Position for Forex Purchase，PFP）作為被動性貨幣政策的度量變量，MB－PFP＝Mn作為主動性貨幣政策的度量變量。

2.樣本數(shù)據(jù)的選擇和預處理。

本文樣本數(shù)據(jù)的時間跨度為1997年第四季度至2011年第四季度，由于中國在2001年12月11日成為世界貿(mào)易組織（WTO）成員國，從此中國經(jīng)濟和世界經(jīng)濟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)按照我國加入WTO的時間劃分為兩個階段，并且考慮到樣本數(shù)據(jù)的可獲取性，最終確定兩個樣本的時間區(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)來自于中國人民銀行網(wǎng)站（http：／／www.pbc.gov.cn／），1997 年 至 1999年的季度數(shù)據(jù)由《中國金融年鑒》整理得到；由于我國公布的是各指標月度數(shù)據(jù)，本文以各指標3、6、9和12月份的月末數(shù)據(jù)作為其季度數(shù)據(jù)。政府財政支出的季度數(shù)據(jù)通過相應(yīng)月份的數(shù)據(jù)相加求和得到，財政支出的月度數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)《中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》，由于財政支出的月度數(shù)據(jù)一般不統(tǒng)計12月份，本文通過財政支出的年度數(shù)據(jù)，減去前十一個月的月度數(shù)據(jù)總和求得。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的季度數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站（http：／／www.stats.gov.cn／），并且對GDP數(shù)據(jù)利用相應(yīng)季度的CPI數(shù)據(jù)剔除物價因素影響。基期CPI（1990Q1＝100）是先通過統(tǒng)計局公布的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)，最后計算每個季度平均值，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)濟政策經(jīng)濟增長效應(yīng)實證模型

（1）變量的季節(jié)調(diào)整和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。本文首先對樣本數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整，然后對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整之后的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。

第一，變量的季節(jié)調(diào)整。季節(jié)調(diào)整（Seasonal adjustment）就是將時間序列中的季節(jié)變動要素剔除，從而使時間序列能夠顯示出潛在的趨勢循環(huán)分量，趨勢循環(huán)分量能夠更加真實地反映出經(jīng)濟時間序列運動的客觀規(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增長率原始序列

圖1 －B 四個變量經(jīng)過季節(jié)調(diào)整之后增長率序列

2－A GDP、FE和PFP增長率原始序列

圖2 －B 三個變量經(jīng)過季節(jié)調(diào)整之后增長率序列

此外，為了克服樣本序列的異方差性和各個變量量綱的不一致性，對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、財政支出FE、外匯占款PFP和Mn的統(tǒng)計數(shù)據(jù)均進行了取對數(shù)處理，將其分別記為LGDP、LFE、LPFP和LMn。

第二，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。首先需要說明的是，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1994年我國外匯占款為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，我國加入之時，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，我國的外匯占款已經(jīng)達到了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)貨幣的比重進而達到了112.89%。這說明我國加入前后的兩個階段，貨幣政策的主導環(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代表。

利用Eviews6.0軟件對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的國內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP、財政支出LFE、外匯占款LPFP和LMn的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1和表2所示。

表1 變量單位根的ADF檢驗（1997Q4—2001Q4）

表2 變量單位根的檢驗（2002Q1—2011Q4）

由表1可知，在我國加入之前，變量、、和無論是在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變量都是一階單整變量，這就意味著模型中各變量的增長過程是平穩(wěn)的。

由表2可知，在加入之后，變量、和無論是在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)，這說明三個變量都具有平穩(wěn)性，同樣為一階單整變量。

（2）變量的協(xié)整關(guān)系。在我國加入WTO之前，因為LPFP、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)整回歸并檢驗四個變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

為了確認式（26）的關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系，這里再對式（26）的估計誤差進行平穩(wěn)性分析，并做相應(yīng)的AEG檢驗。對回歸可得

式（27）中，估計參數(shù)在10%的顯著性水平下通過檢驗，DW＝2.13，說明在5%的顯著性水平下估計殘差序列不含有自相關(guān)。又因為N＝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每增長一個百分點，會使國內(nèi)生產(chǎn)總值增長約0.208 9個百分點，即經(jīng)濟增長對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百分點，會使得國內(nèi)生產(chǎn)總值上升0.587 7個百分點，即經(jīng)濟增長的外匯占款彈性為0.587 7，二者之間也呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系；這種狀況說明，貨幣政策不僅有效，而且貨幣政策充分利用了對外開放的契機，時適順勢地利用了來自外部的沖擊。同時，式（26）顯示，財政支出每增加一個百分點，會導致國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.207 5個百分點，即經(jīng)濟增長對財政支出的彈性為0.207 5，并且二者之間同樣呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即財政政策也有效。但相比貨幣政策而言，財政政策促進經(jīng)濟增長的程度要弱得多，這一階段以貨幣政策作為主導的宏觀調(diào)控政策效果會更好。

然而，用上述同樣的方法來分析我國加入WTO之后的情況時可發(fā)現(xiàn)，第二階段類似于式（26）的方程無論如何都無法同時通過檢驗，這充分說明LGDP、LFE、LMn和LPFP四個變量在第二階段并不存在協(xié)整關(guān)系。對此經(jīng)反復測試，并利用Engle－Granger兩步協(xié)整檢驗法，來分析LGDP、LFE、LMn和LPFE四個變量之間可能存在的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果表明，四個變量中，LGDP、LFE和LPFP三個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)濟體環(huán)境下，雖然總體上財政政策與貨幣政策均有效，政府的財政支出每增加一個百分點，會導致國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.901 2個百分點，即經(jīng)濟增長對財政支出的彈性為0.901 2，二者之間同樣呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；外匯占款每增長一個百分點，會使國內(nèi)經(jīng)濟增長約0.264 1個百分點，即經(jīng)濟增長對外匯占款的彈性為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純粹性的被動調(diào)節(jié)工具。

4.實證結(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，無論是財政政策還是貨幣政策，在現(xiàn)階段的我國經(jīng)濟中均是有效的，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，且貨幣政策干預的主觀能動性特征較為突出；第二階段財政政策效果更明顯，而貨幣政策干預幾乎只是瀕于應(yīng)對外部沖擊，是一種被動性政策選擇。

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

（3）財政政策效應(yīng)顯著增強，財政支出的產(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。

（4）財政政策與貨幣政策效應(yīng)的優(yōu)勢地位發(fā)生逆轉(zhuǎn)，財政政策效應(yīng)不僅從第一階段的劣勢地位反轉(zhuǎn)至第二階段的優(yōu)勢地位，且優(yōu)勢十分明顯，第二階段的政策選擇存在貨幣政策使用過度，財政政策利用不足的問題。

（二）宏觀政策選擇風險的經(jīng)驗證據(jù)

前面的理論分析表明，宏觀經(jīng)濟體系的復雜性決定了經(jīng)濟政策的選擇與實施未必就依政府的預期演進，當經(jīng)濟政策選擇錯誤或政策的傳導路徑脫離政府的預期時，其最終的政策效應(yīng)通常會偏離政府的政策目標，即政策風險。政策風險可分為政策選擇風險與政策實施風險，政策選擇風險是因政策選擇不當帶來的風險，政策實施風險是由傳導路徑的不確定性所帶來的風險，由于傳導路徑不確定性的客觀性，政策實施風險總是存在的，相比較而言，政策選擇風險卻是可以避免的。因此，以下的分析僅針對政策選擇風險。

風險的度量方式有很多，其中包括平均絕對偏差、標準差、半方差VaR、等。從樣本數(shù)據(jù)的可得性，技術(shù)處理的簡潔性，相關(guān)分析模型的一致性，以及宏觀經(jīng)濟運行的穩(wěn)定性目標的角度來看，選擇平均絕對偏差來作為政策選擇風險的度量是恰當?shù)摹Υ?，利用上一部分的協(xié)整方程，通過建立相應(yīng)的誤差修正（ECM）模型就可以達到考察政策選擇風險的目的。

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)，就可以利用方法進行估計。通過反復篩選變量和檢驗?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際值和擬合值

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

第一，本季度的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（經(jīng)濟波動）取決于上一季度的經(jīng)濟增長率和本季度的財政支出增長率、本季度的外匯占款增長率和本季度的LMn。在其他變量保持不變的情況下，上一季度GDP增長率提高1個百分點，會引起本季度GDP增長率上升0.240 3個百分點；本季度的財政支出FE增長率提高1個百分點，會引起GDP增長率上升0.227 44個百分點；本季度的外匯占款PFP增長率提高1個百分點，會導致GDP增長率上升0.237 8個百分點；同樣，本季度LMn提高1個百分點，會使得GDP增長率上升0.086 6個百分點。

第二，在我國加入WTO之前，在經(jīng)濟波動的短期影響中，財政政策變量—財政支出增長率和貨幣政策變量—貨幣供給增長率對經(jīng)濟波動均有顯著性的影響作用，并且財政政策對經(jīng)濟波動的影響作用要略大于貨幣政策波動。

第三，在宏觀經(jīng)濟變量對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響作用的同時，誤差修正項以0.465 6的比率反作用于經(jīng)濟增長率，使得經(jīng)濟波動與宏觀經(jīng)濟變量之間形成從非均衡向均衡態(tài)勢的不斷運動格局。

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

通過反復篩選變量和檢驗?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際值和擬合值

由式（32）中各參數(shù)的估計值可以得到：第一，本季度的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（經(jīng)濟波動）取決于上一季度的經(jīng)濟增長率、財政支出增長率和外匯占款增長率。在其他變量保持不變的情況下，上一季度的增長率提高1個百分點，會引起本季度GDP增長率下降0.670 7個百分點；本季度的財政支出增長率提高1%，會引起本季度GDP增長率提高0.168 5個百分點；上一季度外匯占款增長率提高1個百分點，會導致經(jīng)濟增長率上升0.267 7個百分點。第二，在我國加入WTO之后，財政政策變量—財政支出增長率和貨幣政策變量—外匯占款增長率仍然能夠?qū)?jīng)濟波動產(chǎn)生顯著性的影響效應(yīng)，但與加入WTO之前相比，財政政策波動對經(jīng)濟波動的影響效應(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對經(jīng)濟波動的影響效應(yīng)略有上升，由之前的0.237 8上升為0.267 7，說明在我國加入之后，財政政策的實施風險下降，而貨幣政策實施風險上升，且實施貨幣政策的風險要高于財政政策。第三，在宏觀經(jīng)濟變量對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響作用的同時，誤差修正項以0.020 1的比率反作用與經(jīng)濟增長率，使得經(jīng)濟波動與宏觀經(jīng)濟變量之間形成從非均衡向均衡態(tài)勢不斷運動的格局。

四、結(jié)論與建議

本文利用開放經(jīng)濟的宏觀經(jīng)濟模型，從理論與實證分析兩方面探討了美元無限供給彈性下我國宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)以及政策選擇風險。

理論分析結(jié)果表明：（1）在美元無限供給彈性下的開放經(jīng)濟體中，無論是財政政策還是貨幣政策，都會因政策傳導路徑的多樣性導致宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)的非確定性；（2）財政政策與貨幣政策是否有效，不僅取決于各宏觀經(jīng)濟參數(shù)的取值，而且還與相應(yīng)的結(jié)構(gòu)性參數(shù)有關(guān)；（3）相比財政政策，貨幣政策可能的結(jié)果更為復雜，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)濟運行會有更大的政策風險。

實證分析結(jié)果顯示：首先，改革開放以來，我國的宏觀調(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)部主導的地位沒有動搖。這種狀況一方面說明，貨幣政策的選擇與我國市場化改革的推進保持了良好的耦合關(guān)系，另一方面說明央行對貨幣政策的使用與實施技巧保持了一個較高的水平。然而，在加入WTO后的第二階段，財政政策效應(yīng)顯著增強，且財政政策與貨幣政策效應(yīng)的優(yōu)勢地位發(fā)生逆轉(zhuǎn)，貨幣政策存在使用過度的傾向。其次，第二階段的政策效應(yīng)與開放經(jīng)濟宏觀政策效應(yīng)的理論結(jié)果基本一致，說明我國經(jīng)濟已經(jīng)基本具備開放經(jīng)濟體的特征。復次，第二階段的貨幣政策效應(yīng)僅對外匯占款顯著，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幾乎只是瀕于應(yīng)對外部沖擊，是一種典型的被動性政策選擇，這在相當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，要么是貨幣政策實施存在問題。最后，加入WTO前，我國財政政策的政策風險雖大于貨幣政策，但兩者的差距很小，加入WTO后，財政政策風險明顯降低，貨幣政策風險卻有所增強，結(jié)果使第二階段的貨幣政策風險大大超過財政政策風險，如果再結(jié)合財政政策的經(jīng)濟增長效應(yīng)大于貨幣政策的現(xiàn)實來看，則可以得到如下判斷，即當前經(jīng)濟環(huán)境下，選擇財政政策要優(yōu)于選擇貨幣政策。

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

［1］Yu Hsing.Analysis of Exchange Rate Fluctuations for Slovakia：Application of an Extended Mundell－Fleming Model［J］.Applied Financial Economics Letters，2005（15）：289－292.

［2］Jaleel Ahmad.Monetary Policy in the Industrial World：Reflections on Some Basic Issues［J］.Global Economic Review，2006，35（4）：463－475.

［3］Peter Bofinger，Eric Mayer，Timo Wollmershauser.Teaching New Keynesian Open Economy Macroeconomics at the Intermediate Level［J／OL］.Journal of Economic Education，2009Winter：80－100.

［4］Yu Hsing.The Determination of the Costa Rica COLON／USD Exchange Rate［J］.The International Journal of Business and Finance Research，2009，3（1）：79－86.

［5］Manfred G，F(xiàn)lorian Jung.The Macroeconomics of Financial Crises：How Risk Premiums and Liquidity Traps Affect Policy Options［J］.International Advances in Economic Research ，2011，17（1）：12－27.

［6］Hong Wu，Jimmy Ran.Volatility of Macro Fundamental across Exchange Raye Regimes：A Theoretical Exploration［J］.International Journal of Economics and Finance，2011，3（6）：79－90.

［7］李臘生，翟淑萍，等.貨幣政策工具的選擇及其有效性研究［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2007.

［8］李臘生，張巖，蔡春霞.美元無限供給彈性的沖擊——基于開放宏觀經(jīng)濟模型的分析［J］.統(tǒng)計研究，2013（1）.

［9］李臘生，張巖，霍博.美元無限供給彈性與我國的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)［J］.經(jīng)濟學動態(tài)，2013（8）：36－48.

［10］吳宏，劉威.美國貨幣政策的國際傳遞效應(yīng)及其影響的實證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（6）：42－52.

［11］田國強.現(xiàn)代經(jīng)濟學的基本分析框架與研究方法［J］.經(jīng)濟研究，2005（2）：113－125.

［12］張屹山，張代強.前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)在我國貨幣政策中的檢驗［J］.經(jīng)濟研究，2007（3）：20－31.

［13］王鵬.開放經(jīng)濟下我國宏觀經(jīng)濟政策選擇的分析［J］.金融與經(jīng)濟，2003（3）：16－19.

［14］唐杰.經(jīng)濟全球化條件下的我國宏觀經(jīng)濟政策選擇［J］.理論參考，2008（3）：58－59.

［15］張杰平.開放經(jīng)濟DSGE模型下我國貨幣政策規(guī)則的選擇［J］.山西財經(jīng)大學學報，2012（4）：18－28.

［16］昌忠澤、王俊.中國經(jīng)濟內(nèi)外失衡下的宏觀經(jīng)濟政策選擇［J］.中國軟科學，2008（1）：26－33.

［17］張連城，周明生.內(nèi)外失衡背景下中國宏觀經(jīng)濟政策選擇——2009年中國經(jīng)濟增長與周期高峰論壇年會綜述［J］.經(jīng)濟研究，2009（8）：148－155.