協(xié)調(diào)推進中國利率丶匯率與資本賬戶開放改革理論及SVAR實證研究

1、協(xié)調(diào)推進中國利率丶匯率與資本賬戶開放改革理論及SVAR實證研究宏觀锃濟研 2013年第3期 協(xié)調(diào)推進中國利率、匯率與資本賬戶 開放改革理論及SVAR實證研究 李曉杰 解淑青 內(nèi)容提要 利率、匯率市場化和資本賬戶開放 是當前中國金融改革的核心內(nèi)容，本文從理論與實 證角度論證了協(xié)調(diào)推進中國利率、匯率和資本賬戶 開放理論。利用中國19822010年的時序數(shù)據(jù) ，構 建了利率、匯率與資本賬戶開放三個內(nèi)生變量的 SVAR模型、脈沖響應、方差分解和格蘭杰因果檢 驗等動態(tài)計量方法來分析研究。協(xié)調(diào)推進理論的提 出有利于在當前中國的經(jīng)濟金融改革中，采取合理 有效的措施。 關鍵詞 利率 匯率 資本賬戶開放 協(xié)調(diào)

2、推進 一、引言 2012年 2月和4月 ，央行調(diào)查統(tǒng)計司司長盛松 成連續(xù)撰文我國加快資本賬戶開放的條件基本成 熟、協(xié)調(diào)推進利率、匯率改革和資本賬戶開放， 勾畫出了中國資本賬戶開放的具體時間藍圖，并提 出了協(xié)調(diào)推進利率、匯率與資本賬戶開放的觀點， 被簡稱為協(xié)調(diào)推進論 ，在 國內(nèi)外均引起了強烈反 響，并且引發(fā)了一場全國范圍內(nèi)關于中國利率、匯 率與資本賬戶開放“先后次序”的大討論，本文試從 理論與實證兩個方面來論證這個協(xié)調(diào)推進論。 根據(jù)盛松成理論，利率、匯率與資本賬戶開放 的“先內(nèi)后外”次序論建立在MundellFlemming三 角不可能理論和利率平價理論基礎上，但由于兩個 理論各自的局限性，使得

3、“先內(nèi)后外”次序論對于中 國來說并不成立。其中三角不可能理論的局限性 為：一是只適用小國經(jīng)濟體，沒考慮大國情況；二是 不可能三角中的“三角”分別是：資本狀況分為完全 自由流動與完全管制、匯率分為固定匯率與浮動匯 24 率 ，貨幣政策分為獨立與不獨立。三角不可能理論 的主要信息是政策工具不足，因此，決策者面臨著 權衡，也就是，一個變量的增加需要降低其他兩個 變量的加權平均。但是，在實際情況中，這些絕對狀 態(tài)并非常態(tài)。實踐中，很多發(fā)展中國家和新興市場 經(jīng)濟體實施的都是政策變量的中間狀態(tài)選擇，如實 行管理浮動 率、中間水平的貨幣獨立性和有控制 的金融一體化(即資本部分管制)。其中，IMF的多 項研究

4、表明對于這些經(jīng)濟體來說，中間體制的選擇 可能是有利的：“盯住匯率制顯示出最好的通脹性 能，相對嚴格的中間體制(但不是盯住匯率制)擁有 最好的增長效應”；三是未考慮宏觀審慎管理措施 也能有效緩解三元沖突。宏觀審慎管理的重要內(nèi)容 是結合運用傳統(tǒng)工具和創(chuàng)新型工具，新興市場經(jīng)濟 體創(chuàng)新實施的宏觀審慎政策，例如外匯市場干預、 外匯儲備積累、加強銀行資產(chǎn)負債表和資本的措施 以及維持信貸質(zhì)量或影響信貸增長及配置的措施、 資本管制等政策，實行逆周期調(diào)節(jié)經(jīng)濟運行，用以 防范經(jīng)濟風險。這些工具的創(chuàng)新使用，克服了政策 工具不足的局限性 ，對不可能三角增加了一個角， 有助于緩解“三角沖突”。利率平價理論的局限性 是：

5、一是認為套利資金規(guī)模是無限的，同樣也是沒 有考慮大國情況，因為大國國內(nèi)資金一般要遠遠多 于套利資金，所以套利資金很難決定大國的利率和 匯率以及它們的變動。并且，大國的利率水平不僅 不能完全由國外決定，甚至對世界利率也有一個明 顯的影響作用。二是市場在很多情況下都是非有效 性的，例如競爭不充分、信息不完全、資本不完全流 動、“從眾行為”、“動物精神”等現(xiàn)象都說明了市場 的不完全有效性，事實上，在其他方面存在扭曲的 情況下 ，僅僅去除一個方面的扭曲是不能夠提高福 利的。因此，利率平價理論不一定完全符合實際情 宏觀锃濟研 2013年第3期 況。三是利率平價理論假定市場只有一種金融資 產(chǎn)、一種利率，并

6、沒有考慮到利率結構問題，實際情 況是利率有很多種，到底哪種利率符合利率平價理 論，理論本身并沒有闡釋清楚。 我們認為，三角不可能理論是國際經(jīng)濟學界的 開創(chuàng)性貢獻，是經(jīng)濟學教材中的一個標準部分和自 我證實的結論。已經(jīng)有實證證明，盡管三角不可能 理論中對三角 目標的選擇是一個極其復雜的過程， 但該理論非常適合歐美等發(fā)達國家。但是對于中國 來說，利率與匯率市場化形成機制尚未完成、中國 當前的“政策利率”并不反映實際貨幣政策狀況，資 本賬戶部分存在管制、國內(nèi)資本市場處于分割狀態(tài) 以及大量的國際儲備，均意味著三角不可能理論不 適合中國情況，這可能是因為中國的經(jīng)濟金融具有 獨特之處。對于利率平價理論來說

7、，它并沒有考慮 交易成本 ，實際上 ，交易成本的大小一定是會影響 到匯率與利率的交易行為的；另外，根據(jù) UIP理論， 匯率預期變化應該等于本國與外國無風險債券的 利率差，即意味著匯率變化對利率差的回歸應該產(chǎn) 生一個斜率為 1的系數(shù)。然而，Hansen和Hodrick (1980)、Fama(1984)的實證始終顯示這個系數(shù)總 是小于1，并且常為負數(shù)，國際經(jīng)濟學文獻中把這 個負的UIP斜率系數(shù)稱為UIP難題或遠期升水異 常。這個負的斜率系數(shù)也就意味著高于平均利率的 貨幣傾向于升水，而不是像UIP所預計的那樣遠期 貼水。并且，無拋補利率平價條件下，貨幣政策與t 率在實證上并不成立。很多證據(jù)顯示外匯

8、市場易于 超調(diào)，匯率可以長期偏離經(jīng)濟基本面。 二、資本項目可兌換、資本賬戶開放定 義與必要性等相關理論 資本項 目可兌換是市場決定匯率水平下的國 內(nèi)金融資產(chǎn)與國外金融資產(chǎn)兌換的權利，它涉及到 國內(nèi)、國外金融資產(chǎn)和負債所有權的變更與債權的 建立和清算。所以，資本賬戶開放就是一個逐漸放 松資本管制，允許居民與非居民持有跨境資產(chǎn)及從 事跨境資產(chǎn)交易，實現(xiàn)貨幣自由兌換的過程。 資本賬戶開放能夠產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟增長效益 和社會福利：根據(jù)國際貿(mào)易傳統(tǒng)理論，資本賬戶開 放，外國人持有國內(nèi)資本，會產(chǎn)生較高的資本存量 和福利收益，獲得當量國內(nèi)或國外資本成本下較高 的GDP及GNP增長；而國際金融現(xiàn)代理論認為，如

9、果各國金融市場風險價格不同，類似商品貿(mào)易一 樣，國際市場中的交易會帶來福利收益(Persson和 Svensson，1985；Svensonn，1988)，而不是把所有雞 蛋放在一個籃子里(Grubel，1966)，這種跨境投資 組合多樣化對于資產(chǎn)和負債都是有利的，因為允許 了國內(nèi)經(jīng)濟主體自由選擇怎樣和去哪借款、投資或 交換資產(chǎn)；資本賬戶開放提供了跨期消費平滑機 會，盡管各國人口時間限制及老齡化限制均不相 同，但金融資產(chǎn)交易會緩解這種流動性約束，使開 拓全球儲蓄的能力得到改善(比僅僅使用國內(nèi)儲蓄 的成本更低)；資本賬戶開放，融人世界市場程度加 深，金融中介就越能獲得動態(tài)優(yōu)勢，有助于打破國 內(nèi)寡

10、頭壟斷結構，通過增加金融資源的競爭力，塑 造更加有效的國內(nèi)金融體系，改善了金融資源的配 置，金融中介利差減小也降低了借款人成本，并增 加了債權人回報收益。而且，更大的流動性會增多 資本雄厚的市場參與者的數(shù)量，并會深化市場，資 產(chǎn)質(zhì)量改善也加強了對沖風險和多元化的能力和 深度，又通過增加資源的可得性，用以支持投資、貿(mào) 易融資和其他的重大經(jīng)濟實體；資本賬戶開放能獲 得技術和知識產(chǎn)權的額外好處；資本的流動能實現(xiàn) 利率、稅率水平和結構的收斂；開放資本賬戶能夠 對國內(nèi)政策施加一種紀律性；國際貿(mào)易整合力度加 強及跨國公司的發(fā)展為國際金融一體化提供的機 會 ，以及已經(jīng)有相當多的證據(jù)表明，隨著時間的推 移，資

11、本管制的有效性在下降，尤其是現(xiàn)在當官方 干預抵制強大的匯率壓力之時等等，總之，這些都 要求開放資本賬戶。 三、協(xié)調(diào)推進中國利率、匯率及資本賬 戶開放理論 雖然資本賬戶開放面臨著國際金融市場資本 流動逆轉和羊群效應所帶來的風險，但卻是世界各 國不可逆轉的選擇。如果一國在融合世界經(jīng)濟過程 中沒有制定一個有序的規(guī)劃，那么，世界將會以這 個國家無法控制的方式去整合這個國家。而且，資 本賬戶開放也不排除出于審慎原因而實施的有關 外匯交易的貨幣、財政措施，它與審慎限制原則相 25 宏鞏謹濟研宏2013年第3期 協(xié)調(diào)，為避免宏觀經(jīng)濟受到資本流動波動引起混亂 所采取的臨時性措施就與資本賬戶開放相一致 (Ben

12、u Schneider，2000)。總之 ，資本賬戶開放不可 避免 ，但開放并不意味放任 自流、一點不管，而是一 種有管理的開放。放眼望去，世界上沒有一個國家 實行完全絕對的資本開放，所謂的資本賬戶開放都 是相對的。并且，資本賬戶開放的標準本身也在不 斷的變化之中。 在資本賬戶開放與國內(nèi)利率、匯率的關系研究 中，國際經(jīng)濟學界絕大多數(shù)學者均認為在完成利率 市場化和匯率形成機制等國內(nèi)金融市場和機構充 分發(fā)展之前 ，實施資本管制可以有效隔離外部沖 擊，中國經(jīng)受住了亞洲金融危機的沖擊，就是一個 被廣泛引用的例子，而開放資本賬戶，則會遭受外 部沖擊，形成巨大風險。實際上，這些理論并不完全 適合中國目前的

13、實際情況 ，具有局限性。 事實上在資本賬戶開放進程中，若經(jīng)濟體越 大、融人世界經(jīng)濟的一體化越深，貨幣政策和利率 體制以及經(jīng)濟發(fā)展的應對措施等政策選擇就變得 越為重要；同樣的貨幣政策和匯率體制并不是對所 有國家、所有發(fā)展階段都是最優(yōu)的，必須要考慮資 本賬戶開放狀況及其國際融合程度；隨著國際貿(mào)易 和跨境金融交易快速增長，新的風險就會出現(xiàn)，至 于會是什么樣的類型和程度，主要是看一國的貨幣 體制和匯率機制，因為資本流動的整體激勵結構、 利率、匯率的配置結構以及國內(nèi)金融體系的發(fā)展階 段，這些都是決定資本流動管理至關重要的因素； 若過分強調(diào)資本賬戶開放的允許因素，而忽略財政 政策缺陷性、合意貨幣政策和實際

14、匯率政策不協(xié)調(diào) 的重要性等其他諸多因素，都是錯誤的；資本賬戶 開放的推進應該與國內(nèi)金融部門應對外部沖擊的 彈性程度以及對更大規(guī)模的外資流動處理能力相 適應?？傊Y本賬戶開放是綜合經(jīng)濟改革方案戰(zhàn) 略的一個有機、不可分割的部分 ，協(xié)調(diào)資本賬戶開 放與利率、匯率等國內(nèi)金融改革的發(fā)展是一國的基 本需要。具體來說，其開放節(jié)奏與步伐應與實施的 適當宏觀經(jīng)濟發(fā)展政策與匯率政策相互協(xié)調(diào)，作為 總體改革的一部分，要兼顧好與財政政策、通脹水 平、金融部門改革、貨幣政策、匯率政策、經(jīng)常賬戶 平衡、外匯儲備水平、審慎監(jiān)管規(guī)范、關稅壁壘、多 元化出口戰(zhàn)略等各方面間的協(xié)調(diào)關系，總之，需要 綜合總體經(jīng)濟、實行全方位考慮。

15、 從宏觀經(jīng)濟和國際收支角度來看，國內(nèi)金融體 系和利率、匯率的穩(wěn)定及發(fā)展對促進資本賬戶開放 起著關鍵的影響；資本賬戶開放能在多大程度上促 進經(jīng)濟的持續(xù)改善，取決于國內(nèi)金融體系的效率和 其發(fā)展階段，而資本賬戶開放要轉化成更大的金融 發(fā)展深度，更需要一系列經(jīng)濟、法律及社會制度的 配套；一個成功的、可持續(xù)的資本賬戶開放要求有 一 套最低數(shù)量限制的金融工具、金融機構和金融市 場，從而能夠確保在開放情況下實現(xiàn)對貨幣政策和 利率政策的有效管理；資本賬戶開放要與實施的宏 觀經(jīng)濟政策相協(xié)調(diào)，因為匯率、利率、財政與資本流 動管理政策都是宏觀經(jīng)濟調(diào)控手段，隨著資本賬戶 的漸進開放，利用貨幣和匯率政策來實現(xiàn)不同宏觀

16、經(jīng)濟目標的能力將越來越受到更多的限制；金融改 革的動力也支持國內(nèi)金融部門改革和資本賬戶開 放同步進行。 縱觀各國資本賬戶開放改革的實際情況，世界 上沒有一個國家可以真正滿足所謂“先內(nèi)后外”論 的所有前提條件。若要等待那些條件完全滿足，資 本賬戶 自由化將永不可能。資本賬戶開放和經(jīng)濟 、 金融等其他領域的改革是非常復雜的問題，不易形 成格式化的的次序過程，在利率、匯率市場化等金 融改革過程中協(xié)調(diào)推進資本賬戶開放 ，要比機械等 待金融領域所有改革完全完成之后再推行要合理 得多。須知，資本賬戶的開放會促進這些條件的出 現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定、均衡合理的匯率及利率水平 完全可以是資本賬戶開放的結果，而非其

17、必要先決 條件。復雜的經(jīng)濟金融體制，是中國協(xié)調(diào)推進金融 發(fā)展與資本賬戶開放的需要。 總之，資本管制不同國家、不同時點的異質(zhì)性以 及一國經(jīng)濟體的特殊情況決定了資本賬戶開放的風 險狀態(tài)及相關的政策選擇。中國特色經(jīng)濟金融改革 的特殊性使得國際經(jīng)濟學界占主導性地位的匯率 、 利率等國內(nèi)金融部門內(nèi)部改革與資本賬戶開放“先 內(nèi)后外”理論并不適用于中國，合理有效的政策應該 是協(xié)調(diào)推進利率、匯率與資本賬戶開放改革。 四、模型實證 縱觀國內(nèi)外模型實證文獻，從來沒有關于利 宏觀锃濟研 2013年第3期 率、匯率與資本賬戶開放三者協(xié)調(diào)推進的檢驗結果 研究。本文根據(jù)中國1982-2010年的時間序列數(shù) 據(jù)，構建了利率

18、、匯率與資本賬戶開放三個內(nèi)生變 量的SVAR模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應及方 差分解檢驗，就三者之問是否存在互為因果的關 系，以及三者相互作用的方向、強度等作出了動態(tài) 計量具體實證分析。其中kaopen表示資本開放程 度，用資本流入與資本流出之和占GDP的比表示； 實際利率R用按GDP平減指數(shù)衡量的通脹調(diào)整貸 款利率代表；匯率Er則用市場匯率除以購買力平 價(PEP)轉換因子表示。使用Eviews60進行計算和 檢驗，所用數(shù)據(jù)均來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫和中國 商務部網(wǎng)站。 VAR模型是系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有 內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)構造模型，以預測相互聯(lián) 系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對

19、變量系統(tǒng)的 動態(tài)沖擊，是 1980年西蒙斯(cASims)引入到經(jīng)濟 學中并推動了經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)性分析的廣泛應用。但 VAR模型沒有考慮變量間當期的相關關系，即模型 等式右端不含內(nèi)生變量的當期值。于是經(jīng)濟學家又 提出了建立SVAR模型用以克服這個缺陷，早在20 世紀8O年代中期Blanchard和Quah(1989)在進行 貨幣政策的分析中就使用了SVAR模型。 本文實證步驟為：1、時問序列的平穩(wěn)性(單位 根)檢驗。2、協(xié)整檢驗。3、SVAR模型檢驗。4、脈沖 響應。5、方差分解。6、Granger因果檢驗。 1、序列單位根(平穩(wěn)性)檢驗 只有同階單整序列，才能組成協(xié)整方程，對于 三個以上多變量

20、序列，只有最高階單整序列是兩個 以上時，才可以進行協(xié)整。并且，SVAR模型要求時 間序列變量同階才能進入模型。我們首先對各變量 進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。 從表1可以看出，Kaopen、R和Er在給定 1的 顯著性水平下都是非平穩(wěn)序列，但三個變量的一階 差分均是平穩(wěn)序列。 2、協(xié)整檢驗 協(xié)整檢驗滯后階數(shù)檢驗。在進行協(xié)整檢驗前， 要先確定VAR模型的最佳滯后期。對三時間序列 Kaopen、R、Er做VAR模型最大滯后階數(shù)結果如表2 所示。 根據(jù)表2給出的05階VAR模型的LR、FPE、 表 1 三變量序列ADF檢驗結果 變量 ADF檢驗值 檢驗形式 臨界值(1) 結論 Kaopen -

21、35O4O90 (c,T，1) -4339330 不平穩(wěn) AKaopen -492l 175 (0，0，1) -2656915 平穩(wěn) R 一3299956 (c,0，0) -3689194 不平穩(wěn) R 5558479 (0，0，o) -2653401 平穩(wěn) Er 1865486 (c,O，1) -3699871 不平穩(wěn) Er 316073l (0,0，0) -2653401 平穩(wěn) 注：檢驗形式(c，T，L)中的c、T、L分別表示模型中的常數(shù) 項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；滯后階數(shù)的選擇以施瓦茨 信息準則(sc)為依據(jù)；“A”表示對變量進行一階差分。 表2 Lag kgL LR FPE AIC SC

22、 HQ 0 -9892391 NA 0ooo588 1074366 1221623 1113433 1 3160616 6916425 395e-05 1633847 1044820 1477578 2 4850744 2394348 214eO5 2292287 一1261490 -2018816 3 7051424 2567460 807eO6 3376187 -1903619* 一29855 14 4 8121921 9812894 878e-06 3，5 18268* 一1-603930 3，010394* 5 8971957 5666906 142eO5 -3476631 一1120

23、523 -2-851555 AIC、SC和HQ值，“ 標記出了依據(jù)相應準則選出 來的滯后階數(shù)。可以看到超過一半的準則選出來的 滯后階數(shù)為3階。因此，VAR模型的滯后階數(shù)為3 階。 Johansen和Juselius檢驗。協(xié)整檢驗是對無約束 的VAR模型施以向量協(xié)整約束后的VAR模型，因 此，協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)等于無約束的VAR模型 的最優(yōu)滯后階數(shù)減 1，故協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)確定 為 2。由于本文樣本容量相對較小 ，并且是多變量 協(xié)整關系，因此我們使用Johansen和Juselius協(xié)整 檢驗。結果如表 3和表4所示。 從表 3和表4的結果可以看出，跡檢驗表明在 表3 特征值跡檢驗 原假設 特

24、征值 跡統(tǒng)計量 臨界值(5顯著性水平) 無協(xié)整向量 O6O4635 4436228 4291525 至多1個協(xié)整向量 0428843 2023565 258721 1 至多2個協(xié)整向量 O196038 5673277 1251798 注：“母;表示是能夠拒絕原假設的檢驗，且其置信水平是 005。 27 宏觀鋰濟研 2013年第3期 表4 特征值最大特征根檢驗 表5 矩陣A元素的估計結果 臨界值 I 原假設 特征值 最大特征根統(tǒng)計量 (5顯著性水平) 無協(xié)整向量 O6O4635 2412662 2582321 至多 1個協(xié)整向量 O428843 l456237 l9387o4 至多2個協(xié)整向量

25、0196038 5673277 125 1798 注：“ 表示是能夠拒絕原假設的檢驗 ，且其置信水平是 005。 005顯著性水平下有一個協(xié)整關系，但最大特征根 檢驗卻表明在005顯著性水平下無協(xié)整關系，因 此，結論可以認為在0O5顯著性水平下有且僅有一 個協(xié)整關系。 3、SVAR模型構建及識別 進入 SVAR模型的序列變量必須同階且穩(wěn)定 ， 但鑒于序列的差分形式會丟掉很多信息，而且 ， Kaopen、R和Er這三個時間序列內(nèi)生變量已經(jīng)被證 明存在協(xié)整關系，故我們可以用變量原值進行 SVAR模型構建與檢驗。這里，我們主要做SVAR模 型，對Kaopen、R和Er三內(nèi)生變量協(xié)整關系及方程 不做具

26、體分析。 本文中Kaopen、R和Er三內(nèi)生變量AB型SVAR (3)模型中A、8B矩陣的形式如下： As =Bix t=l，2，3 其中變量和參數(shù)矩陣為 I 1 a ) f 1 0 0 A=az 1 0 B=0 1 0 0 1 l c 0 0 1 J SVAR模型中有三個內(nèi)生變量 ，因此至少需要 2K2-k(k+1)2=12個約束才能使模型可識別。B矩 陣是單位陣，A矩陣對角線元素為1，相當于施加了 K +k個約束條件。但根據(jù)經(jīng)濟理論，還有如下兩個 約束條件：(1)實際利率對當期實際均衡匯率的變 化沒有反應 ，即az3=O；(2)實際均衡匯率對當期實 際利率的變化沒有反應，即a32=0。這兩

27、個約束條件 的設定是根據(jù)部分學者(例如董艷玲，2007；孫麗 娟，2008)對中國貨幣政策實證檢驗得出了的結論： 實際利率對實際匯率變動的反應不具有顯著性，而 同時，實際有效匯率對實際利率的影響大于實際利 率對實際有效匯率的影響，從而遞推出這種結論。 SVAR模型估計結果如表5所示。 28 I 系數(shù) 標準差 z統(tǒng)計量 概率值 I a。： 0278376 0147877 1882478 00598 一 a13 4053767 5624979 7206723 0O000 一 赴】 一1842704 3805819 -484l806 0oo00 一 a31 1925822 269l393 71554

28、85 00O00 I 通過結構參數(shù)，SVAR模型分析了變量間的同 期關系。為進一步分析各個變量因素之間的跨期動 態(tài)關系，還要做脈沖響應分析。 進行脈沖響應函數(shù)分析的必要條件是SVAR 模型要通過平穩(wěn)性檢驗，即方程所有特征值要在單 位圓內(nèi)。從圖1所示的AR根圖可以看出，所有根都 在單位圓內(nèi)，滿足平穩(wěn)性條件。 15 10 05 00 O5 10 15 nverse Roots of AR Characteristic Polynomial ，一 一 一 一 、 一 、 、 一 、 、 f l ； | | ? 一 、 。 一 圖1 SVAR模型的AR特征多項式根圖 4、脈沖響應分析 SVAR模型估計

29、檢驗之后，脈沖響應是用來分 析一個內(nèi)生變量對一個標準單位誤差的反應，即在 隨機誤差項上加上一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生 變量的當前值和未來值所帶來的影響，或者說是模 型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。脈沖響應如 圖2所示，從強度和時間兩個方面予以分析，橫軸 表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表 示各相關變量的增長率。 宏觀锃濟研宏2013年第3期 Response to Structural One SDInnovations Response of R to Shock1 Response of R to Shock2 Response of R to Shock3 ? 一 V 一

30、2 4 6 8 10 12 14 16 1B 2D 2 4 6 8 10 12 14 16 1 8 20 2 4 6 8 1 0 12 14 16 1 8 20 Response of Exchmte to Shock1 Response of Exchrate to Shock2 Response of Exchmte to Shock3 從圖2可以看出： 在實際利率的一個正的沖擊下，從一開始第 1 期起資本賬戶開放就保持負向影響增長，除了第2 期有微幅正向影響外，第 3、4期也同樣是負向的影 響，但從第5期開始，對資本賬戶開放一直保持了持 久的正向影響。 在實際匯率一個正的沖擊下，從一開始

31、第l期 直到第14期，資本賬戶開放一直是持續(xù)的負向影響 增長，從第15期開始才對資本賬戶開放產(chǎn)生小幅正 向影響。 在資本賬戶開放一個正的沖擊下，從一開始第l 期直到第5期對實際利率都是大幅正向影響，從第6 期到第1O期雖有負向影響，但負向趨勢幅度急劇減 弱，其后出現(xiàn)了反復波動，即第 11期到第 15期出現(xiàn) 正向影響，第16期到第19期又出現(xiàn)相對減緩的較小 圖2 _ 負向影響，之后又是正向影響，總體來看，對實際利 率是正向影響。 給資本賬戶開放一個正的沖擊，從第l期到第 15期對實際匯率一直都是正向影響，第l6期到第20 期是微幅負向影響，但總體上是正向影響。 這里，主要研究討論資本賬戶開放分別

32、與利率 和匯率之間的關系，對利率、匯率兩者間關系不多做 具體分析。 5、方差分解 方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變 量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，來進一步評 價不同結構沖擊的重要性。方差分解的檢驗結構如 圖3所示，橫軸表示滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸 表示結構沖擊對各個變量增長的貢獻度。 從圖3可以看出： 29 宏鞏銼濟研 2013年第3期 Percent Kaopen variance due to Shock1 Percent R variance due to Shock1 Variance Decom position Percent Kaopen variance d

33、ue to Shock2 Percent Kaopen variance due to Shock3 Percent R variance due to Shock2 Percent R variance due to Shock3 Percent Exchrate variance due Io Shock1 Percent Exchrate variance due to Shock2 Percent Exchrate variance due to Shock3 實際利率對資本賬戶開放的貢獻率很小，僅占 1左右，而實際匯率對資本賬戶開放的貢獻率在第 1期竟然高達999，此后雖有微幅下降，

34、但也長期 穩(wěn)定在97；資本賬戶開放對實際利率的貢獻率短 期內(nèi)迅速增加，從第1期的占比003到第2期的 65、第3期的72，并長期穩(wěn)定在71；而資本賬戶 表6 Kaopen、R與Er三序列之間的因果關系檢驗結果 原假設 滯后階數(shù) F統(tǒng)計量 P值 Kaopen does not Granger Cause Er 1 116829 Oo022 Er does not Granger Cause R 2 465993 00205 R does not Granger Cause Er 6 386435 00294 Kaopen does not Granger Cause R 8 244819 020

35、9 R does not Granger Cause Kaopen 9 135247 00666 Er does not Granger Cause Kaopen 9 1962O8 0075 注：由于年度數(shù)據(jù)樣本容量太小，在這種情況下，格蘭杰因 果檢驗概率應該放大到020。 30 圖3 開放對實際匯率的貢獻率從第1期的占比85，逐漸 加速下降為第4期的73、第5期的56、第6期的 37、第7期的27、第 10期的 16，此后下降漸趨 緩慢，并最終穩(wěn)定在 l1左右。 6、變量問的Granger因果檢驗 Granger因果檢驗是用于考察一序列是否是另 一 序列產(chǎn)生原因的方法。 由表6的檢驗結果可知

36、：資本賬戶開放、利率和匯 率三變量之間存在著顯著的互為Granger因果關系。 7、結論 (1)從SVAR模型結果看，根據(jù)估計出來的結構 參數(shù)312=一0278376、a13-一4053767、a2，=1842704、a31= 1925822，可以看出資本賬戶開放對當期利率與匯 率的變化存在反向反應，但實際利率和匯率對當期 資本賬戶開放的變化卻有正向反應，即表示當期的 利率與匯率對資本賬戶開放起負向作用，但當期資 本賬戶開放卻會促進匯率與利率的發(fā)展，對兩者起 宏鞏锃濟研 2013年第3期 正向作用。 (2)從脈沖響應圖形來看 ，短期之內(nèi)無論是利率 還是匯率均阻礙了資本賬戶的進一步開放，但是隨

37、著中國利率與匯率市場定價機制的逐步深化完善， 步人良I生循環(huán)的利率與匯率機制，從長期來看，對中 國資本賬戶的開放還是起正向促進作用的。而資本 賬戶開放對匯率的發(fā)展則是明顯的正向促進作用， 對利率發(fā)展的影響雖有波動與反復，但總體來看，資 本賬戶開放還是正向促進了利率的發(fā)展。 (3)從方差分解結果來看 ，來 自實際匯率新息的 影響占資本賬戶開放預測誤差的比例高達97，而 實際利率對資本賬戶開放的貢獻度僅占1，凸顯了 我國匯率對資本賬戶開放起著絕對重要的作用，而 利率相對來說，對資本賬戶開放影響不是不重要，而 是由于利率雖然還存在著貨幣當局控制定價的機 制，但隨著利率市場化進程的加速，以及現(xiàn)實中巨額

38、 市場利率水平下理財產(chǎn)品的客觀存在，說明當前中 國在很大程度上已經(jīng)實現(xiàn)了市場定價利率，資金定 價已經(jīng)繞過了官定利率，越來越由市場決定，官定利 率只是名義上存在罷了；同時，來自資本賬戶開放新 息的影響占實際利率預測誤差的比例高達71，占 匯率預測誤差則為11，說明資本賬戶開放對促進 利率的發(fā)展起著絕對重要的影響。從三者之問這種 相互作用的循環(huán)機制能明顯看出利率、匯率與資本 賬戶開放三者之間的協(xié)調(diào)推進作用，且進一步來說， 在當前利率、匯率和資本賬戶開放改革進程當中，我 們首先應加快匯率市場化機制改革，這樣不僅能直 接促進資本賬戶的開放，而且還能由于資本賬戶開 放對利率發(fā)展有重要促進作用而達到間接加

39、快利率 市場化改革的步伐。 (4)Granger因果檢驗結果也顯示了中國利率 、 匯率與資本賬戶開放三變量間存在互為因果且互相 正向促進的作用。 (5)短期之內(nèi)，利率與匯率均對資本賬戶開放起 負向作用。這是由中國經(jīng)濟金融的特殊性決定的。中 國的金融體系一直是政府隱陛擔保、國有控股大型 商行占絕對性主導地位，中國利率未市場化給商行 帶來的利差保護，使得商行賺取了巨額利潤，而中國 的融資體系又是以銀行為主體的間接融資為主，資 本市場、外匯市場發(fā)展均相對落后。現(xiàn)在中國股票總 市值雖然占到了GDP的803，股票市場波動性強， 政府持有了上市國有企業(yè)大量的股票，例如工、農(nóng)、 中、建四大股份制商業(yè)銀行就是

40、財政資本主導。而即 使是發(fā)展相對有限的股票市場，上市主體也大多限 于國有企業(yè)，發(fā)行的資質(zhì)和投資人的范圍也受到限 制，廣大的中小私營企業(yè)被廣泛排除在外 ；中國的債 券市場也是發(fā)展不足，雖然債券市場發(fā)展很迅速，但 僅僅是絕大多數(shù)由中國的銀行持有的政府和國有企 業(yè)的債券發(fā)行，中小企業(yè)債券發(fā)行仍然受到很多限 制，并沒有成為它們的主要融資來源；同樣，外匯市 場參與主體也嚴格受限，悖離多元化原則，匯率波動 性不足，對沖工具數(shù)量有限，市場主體利用匯率產(chǎn)品 規(guī)避風險的激勵作用也難以充分調(diào)動，反過來也影 響了外匯市場的進一步發(fā)展。綜上原因，中國不成熟 的資本市場、外匯市場不利于資本賬戶開放，當前的 利率與匯率機

41、制對資本賬戶開放起負向的影響作 用。這種金融體系越發(fā)展，就會越阻礙資本賬戶的開 放，而特定的資本開放措施反而會加速金融市場、外 匯市場的發(fā)展，加速推進利率、匯率市場化改革的步 伐，并且，隨著中國利率、匯率市場化改革的漸進完 成和步入良性循環(huán)軌道，其對資本賬戶開放就會起 著積極的促進作用。 總之，模型總體實證反映了中國資本賬戶開放 與利率、匯率是相互促進、協(xié)調(diào)推進的關系，而不是 資本賬戶開放只會給經(jīng)濟金融發(fā)展帶來風險的關 系。進一步來說，在三者相互協(xié)調(diào)推進的過程中，也 有一個相對先后次序和重要性問題，模型實證顯示， 首先應適當加快匯率市場化改革，因為這會對資本 賬戶開放的進一步深化和利率市場化的

42、形成起到顯 著的促進作用，并有助于形成利率、匯率與資本賬戶 開放改革發(fā)展的良性循環(huán)，得到事半功倍的成效。 注釋： Rosenberg，I，The impossible trinity and constraints on policy options，2010PP2 參考文獻： 高鐵梅主編：計量經(jīng)濟分析方法與建模：EViews應 用及實例，清華大學出版社2008年版。 李子奈、潘文卿：計量經(jīng)濟學，高等教育出版社 2000年版。 盛松成：我國加快資本賬戶開放的條件基本成熟， 中國金融12012年第5期。 (下轉第105頁) 31 宏觀锃濟研應2013年第3期 姜磊、季民河：長三角地區(qū)外商直接投資

43、、知識溢出 和區(qū)域創(chuàng)新，科技與經(jīng)濟)2011年第8期。 李曉鐘、張小蒂：外商直接投資對我國區(qū)域技術創(chuàng)新 能力提升影響的分析，國際貿(mào)易問題)2007年第12期。 平新喬：FDI在中國的分布、市場份額與享受的稅收 優(yōu)惠，經(jīng)濟社會體制比較)2007年第4期。 萬坤揚：(FDI對區(qū)域不同層次技術創(chuàng)新的知識溢出效 應，技術經(jīng)濟)2011年第3期。 王紅玲、李稻葵、馮俊新：(FDI與自主研發(fā)：基于行業(yè) 數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析，經(jīng)濟研究)2006年第2期。 吳明?。航Y構方程模型AM0s的操作與應用，重 慶大學出版社2009年版。 謝富紀、沈榮芳：影響FDI推進中國企業(yè)技術進步的 因素分析，科技與管理)2002年第1

44、期。 張國強、張杰飛：從影響因素的視角研究FDI、技術溢 出與技術進步，科技進步與對策)2009年第2期。 張玉明、李凱：省級區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間相關性研究， 科學學研究)2oo8年第6期。 張玉明、聶艷華、李凱：知識溢出對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影 響的實證分析，軟科學)2009年第7期。 Blomstrom，M，F(xiàn)oreign investment and productive efficiency： The case of MexicoJournal Of Industrial Economies，Vd35，No1， 1986 (Blomstrom，Mand Pemson，H，F(xiàn)oreign inve

45、stment and spill overefficiency in an underdeveloped economy：Evidence from the Mcx ican manufacturing industryWorld Development，Vo11 1，No6，1983 (Feldman，MPand Audretsch，DB，Innovation in cities：Sci enee-based diversity，specialization and localized competitionEure- pean Economic Review，Vo143，No2，1999

46、Globerman，S，F(xiàn)oreign direct investment and spinover e伍一 ciency benefits in Canadian manufacturing industriesCanadian Jour- nalOfEconomies，Vo112，No2，1979 Jacobs，J，The Economy Of CitiesNew York，Random House，1969 Kokko，Aand Blomstrom，M，Policies to encourage inflows of technology through foreign multinat

47、ionalsWorld Development， Vo123，No-3，1995 Poer，M，Competitive AdvantageNew York，F(xiàn)ree Press， 1985 Romer，PM，Increasing returns and long-run growthJournal OfPohfical Economy，Vo194，No5，1986 Wang,Yand Blomstrom，M，F(xiàn)oreign investment and tech nology transfer：A simple mode1European Economic Review，Vo136， No1，1992