汇率制度_经济开放度与中国需求政策的有效性(8)

实用!

本的区间长度及中国数据可得性,本文采用中国和美国一年期定存利率的利差绝对值作为跨国资产流动成本大小的近似替代,用fopen1表示。为考察各解释变量不同定义的稳健性,用总资本流动量与产出的比值表示金融市场开放度,用fopen2表示。商品市场开放度用实际关税率表示,用g open1表示。为检验商品市场开放度定义的强健性,采用进出口总额与产出比值表示开放度,用g open2表示。对各个变量序列用ADF 检验进行平稳性检验,国内生产总值,财政支出、金融市场开放度、商品市场开放度在10%的水平下这些变量的变化率均为平稳序列。

(二)实证与分析

　　表1利率冲击产出效应(以利差和资本流动

表示金融市场开放度)变量系数变量系数Δy t -111218964

333Δy t -101760168

33Δy t -2-01973304333

Δy t -2-01818993

33

Δr t -01062787Δr t -01026915Δr t -101017965Δr t -101001950Δr t -201070382

33

Δr t -201048954

333

Δfopen1t Δr t -01011533Δfopen2t Δr t 01136899Δfopen1t -1Δr t -1-01007090Δfopen2t -1Δr t -101119578Δfopen1t -2

Δr t -2

-010274163

Δfopen2t -

2Δr t -2

01089692C

01071029

333

C

01094104

333

观测个数23观测个数23调整后的R 2

01468569调整后的R 2

01444279F 统计量

31424712F 统计量

31098596概率(F 统计量)

01021372概率(F 统计量)

01034269D 2W 统计量

21343742

D 2W 统计量

21419922

由于数据所限,先对样本期内中国市场开放度作一定假设,并根据假设对回归变量符号进行预期。在整个样本期内,我国金融市场和商品市场的开放程度既不处于高度开放状态,也不是完全封闭状态,而是一种处于过渡的半开放状态。对于商品市场,我国关税从1992年12月的4312%降至2004年的1014%,1992—2004年名义关税的平均值为2312%,1979—2004年实际关税的平均值为10149%,而目前世贸组织成员的总体平均关税为6%左右,发达国家关税平均水平为3%,因此可

以认为我国关税水平总体上处于中等水平。由此可以假定我国商品市场开放度的大致范围应当为011<关税率<013时,可以预计,由于我国金融市场开放度处于较低水平,因此财政与金融市场开放度交互项的系数应为正。同理,利率冲击与金融市场开放度交互项的系数应为正,劳动供给与金融市场开放度交互项的系数应为正。同样由于我国目前金融市场开放度处于中等水平,预计回归中财政与商品市场开放度交互项的系数应为正,利率冲击与商品市场开放度交互项的系数应为负,劳动供给与商品市场开放度交互项的系数应为正。在不同市场开放度下,政策冲击的有效传导,依赖于灵敏、健全的利率和汇率机制,但由于我国金融市场的不健全以及“双率”形成机制的非完全市场化,样本期内我国利率和汇率的联动性较弱,相互变动呈不规则状态,导致政策传导机制不顺畅(何凌云、刘传哲,2005),因此预计回归系数将不显著。分别对金融市场和商品市场开放与产出进

行回归,结果见表1。①

在利率冲击下,以利差度量金融市场开放度时(表1左列),从Δy t -1和Δy t -2的参数估计看,前一期国民收入增长能刺激当期国民收入总值增长,而前二期国民收入增长对当期国民收入有负面影响。Δr t 系数估计值小于0,说明当期利率增加抑制产出增加,

Δr t -1、Δr t -2的系数估计值大于0,利率滞后效应增加产出。Δfopen1t Δr t 、Δfopen1t -1Δr t -1和Δfopen1t -2Δr t -2系数估计结果小于零,说明金融市场开

放度的上升,会微弱地增加当期和滞后第一期、第二期利率冲击的产出效果。当以资本流动表示金融市场开放度时(表1右列),由于该指标与利差指标相反,因此交互项系数估计值的

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52008年第3期

①限于篇幅,其余情况回归结果不再列出,

仅给出主要结论。