中国对外开放度对货币政策有效性的影响※
内容提要： 通过选取与对外开放程度高度关联的7个变量，采用主成分分析法设计出一种符合中国实际情况的对外开放度指标，并对2011年至2017年中国的对外开放度进行测算。应用SVAR模型，实证检验了对外开放度对中国货币政策有效性的影响。实证结果表明，扩张性货币政策将导致利率下降和汇率上升(本币贬值)，最终引起产出的增加和通货膨胀率的上升。而对外开放度的提高使货币政策有扩张趋势的同时使利率下降，汇率下降(本币升值)。从中国货币政策的最终目标来看，对外开放度的提高对于增加产出和控制通货膨胀具有积极作用。因此应该进一步提高对外开放度，同时注意对外开放政策和货币政策的协调配合。
关 键 词： 对外开放度 货币政策 主成分分析 结构向量自回归
一、 引 言
经济全球化导致各国货币政策不再完全独立。中国在拥有大量对外贸易和内外双向投资、逐渐开放金融市场的同时，由于支出转换效应的存在，货币政策的传导效果受到汇率变化的影响越来越大，而由于金融市场逐步开放，货币政策的效果也将受到国际资本的冲击。进一步来说，对外开放度的变化通过影响汇率、利率等经济变量，进而影响着货币政策的最终目标即产出与物价。因此，研究对外开放度对中国货币政策有效性的影响具有重要意义。
再说李陆峰。就在他忖度对手有没有走远，能不能起身救助手下时，几个手下已哼哼唧唧挣扎着爬起来。与此同时，蹄声得得，那个在一里之外负责看马的手下，看出形势不妙，也赶着马群过来。
衡量货币政策有效性就是观察其通过传导渠道能否影响最终目标。货币政策的传导机制理论众多，传统的凯恩斯学派和现代货币学派分别认为利率和货币供应量发挥了重要的作用。信贷渠道的支持者Bernanke和Blinder(1988)则通过构造的CC-LM模型指出即使存在凯恩斯提出的流动性陷阱，货币政策也可以通过影响CC曲线即通过信用渠道发挥作用。进一步，Bernanke和Gertler(1995)则提出货币政策通过影响企业的现金流和抵押资产净值，导致贷款变化从而影响经济。随着全球经济的开放，对于汇率渠道的研究成为热点。通过实证研究，Smets和Wouters(1998)发现在开放经济中货币政策的汇率冲击加速了政策向价格的传递，汇率渠道通过支出转换效应使贸易平衡发生与利率渠道反方向的变化。
中国对于货币政策传导渠道的研究，也经历了变化的过程。盛松成和吴培新(2008)认为中国货币政策信贷渠道的作用十分明显，央行通过控制信贷规模来控制货币供应量进而调控经济。在以往的研究中，汇率渠道处于非主要地位，但是随着亚洲金融危机的爆发，汇率的波动对经济展现出巨大影响，姚余栋等(2014)认为汇率渠道的作用被忽视了，货币政策应将通货膨胀率目标和实际汇率目标结合起来。袁伟彦和李文溥(2010)实证得出相比于利率，汇率受到正向冲击后，各经济变量的反应更敏捷和强烈。王胜和郭汝飞(2012)的研究则认为随着汇率传递程度的增加，货币政策对国内生产冲击的反应将增强。张翔等(2014)发现人民币汇率弹性增强后，货币供给冲击对经济的影响释放得更加缓慢。
由上述可知，汇率渠道越来越重要。本文关注对外开放度对利率、汇率的影响并通过上述渠道进一步影响货币政策的有效性。对外开放度的度量一直是研究的热点。大量的研究使用外贸依存度即进出口总额/GDP，但是其度量效果受到了质疑。例如赵伟等(2005)提出，外贸依存度受到经济发展水平、市场规模、国内消费需求等因素的影响，具有局限性。周茂荣和张子杰(2009)提出对于对外开放程度的测度从方法上来说比较主观和混乱。李翀(1998)提出了一种从国际贸易、国际金融、国际投资三方面结合的方法，但是在赋权的时候采用了主观赋权。胡智和刘志雄(2005)避免了主观赋权的方式，对贸易开放度、实际关税率、对外金融比率、投资开放度和生产开放度使用因子分析法，提取贡献率最大的第一公因子作为对外开放度的度量。在Kaplan和Aslan(2006)的研究中，采用出口额/GDP、进口额/GDP、进出口总额/GDP、关税税率、外汇扭曲指数，利用主成分分析法得出第一主成分后计算对外开放度。在Gries和Redlin(2013)的研究中，介绍了两种衡量对外开放度的方法：贸易份额和贸易壁垒，经过对比后，再度回归到衡量贸易份额的经典指标进出口总额/GDP。
C 0y t =Γ1y t-1 +Γ2y t-2 +…+Γp y t-p +u t
2007年开始在本区大面积推广应用频振式杀虫灯，截至2013年本区共在33个作物基地安装频振式杀虫灯540盏，灯控面积36 090亩，涉及水稻、蔬菜、果树、中药材等，通过物理灭虫的方式达到绿色控害效果，但相较本区10多万亩的耕地面积，控害面积还远远不够，无法满足本区发展无公害农业的要求。下一步，本区要在各种特色作物上安装频振式太阳能杀虫灯，大力加强对病虫害的物理控制，大量减少农药施用，保障农产品品质安全，使本区农业走上生态、高效、可持续发展的健康大道。
业内人士认为，在AMOLED领域，京东方A具有先发优势，公司的成都柔性AMOLED6代线成为继三星后，第二家具备量产能力的产线。随着成都产线满产、绵阳产线开始量产、以及重庆产线的投产，未来京东方有望打破三星垄断的局面，与三星、LGD共同瓜分市场份额。
二、 研究方法
1 .对外开放度的度量
本文采用主成分分析法计算中国对外开放度。首先对原多个变量提取主成分，方法是将原变量重新进行线性组合，生成不相关的多个变量，使新的变量(主成分)尽可能多含有原变量的信息。如公式(1)所示：
(1)
其中，原变量为X 1、X 2…X p ，其重新组合生成的变量F 1、F 2…F m 就是主成分，分别叫第一主成分、第二主成分…第m 主成分。a 11、a 12…等为原变量在各主成分中的系数。其中F 1从原变量提取的信息最多，从F 1到F m 包含的信息依次减少。一般来说，选取对应特征值大于1或者累计方差贡献率大于80%的若干主成分作为代表。假设选取了n 个代表主成分(n <m )，接下来计算方法为：第一步，计算n 个代表主成分等式右边的系数。将主成分分析结果中成分矩阵中的载荷数除以对应主成分特征值的开平方，得出各自主成分线性组合中的系数a 11、a 12…等。第二步，计算综合得分公式中各原变量的系数并得出综合得分。各原变量的系数通过对应主成分方差贡献率为权重，对原变量在主成分线性组合中的多个系数进行加权平均，再归一化处理得出。
综合得分如公式(2)所示：
治疗后，观察组临床表现消失时间均短于对照组，组间比较，差异具有统计学意义（P＜0.05），详情见表3。
Y =b 1X 1+b 2X 2+…+b p X p
(2)
其中，Y 是综合得分，X 1、X 2…X p 为原变量，b 1、b 2…b n 为各变量的系数即权重。根据上式我们就从描述主体相关性质的多个变量，得出了综合得分，来描述这些变量共同刻画的主体属性。本文选取与中国对外开放程度高度关联的7个变量，进行主成分分析得出对外开放度的度量指标。
2 .对外开放度对货币政策有效性的影响
本文将上述计算得出的对外开放度作为影响中国货币政策效果的内生变量，加入SVAR模型来对货币政策的有效性进行分析。结构化向量自回归模型(SVAR，Structural Vector Auto-Regression model)，是将变量之间的结构性关系(当期关系)引入到VAR模型中的建模方法，在模型中考虑各时间序列变量的同期相关性，利用经济与金融原理对变量的当期关系进行识别并形成约束，因此SVAR相对VAR模型能够更全面地考虑变量之间的当期结构性关系。由于SVAR模型具有上述特点，所以经常被用于具有结构性关系的多变量时间序列建模中，分析随机扰动对变量带来的动态冲击和影响。SVAR(p)模型的基本形式如公式(3)所示：
综上所述，对外开放度的度量标准并不统一，这就导致了使用有效的对外开放度指标研究货币政策有效性的研究更少。例如早期Romer(1993)的研究中指出对外开放度与通货膨胀负相关，但其度量对外开放度的方法仅仅使用进口额/GDP。后来马勇和陈雨露(2014)利用DSGE模型对经济开放度对货币政策产出效应与价格效应两方面的影响进行分析，其定义贸易开放度的方法也是中国进口商品占GDP的比例。本文通过借鉴既有的方法，设计出一种基于结果的对外开放度指标，实证分析中国对外开放度对货币政策有效性的影响。本文创新如下：① 根据中国实际情况选取7个变量，用主成分分析法计算出一种符合实际的对外开放度指标。② 将对外开放度的指标作为内生变量应用于货币政策有效性分析，实证检验了对外开放度对货币政策有效性的影响。本文其余部分安排如下：第二节介绍研究方法；第三节介绍数据的选取与模型的设计；第四节计算中国对外开放度的指标，应用SVAR模型实证对外开放度对货币政策有效性的影响；第五节是结论。
(3)
其中，y t 是k ×1阶向量，由k个内生变量组成。C 0、Γi 都是k ×k 阶系数矩阵，u t 是k ×1阶残差项。写成滞后算子的形式如公式(4)所示：
7岁那年，父母带朱易去看花样滑冰比赛，从此就点燃了小姑娘对滑冰的热情，爱上了这门运动。她从2009年开始学习，父亲非常支持女儿滑冰，多年来坚持每天接送她到各种滑冰场进行训练。
AB SCIEX 6500型质谱仪（美国Applied Biosystems公司）；Acquity UPLC I-Class系统，包括四元高压梯度泵、真空脱气机、自动进样器、柱温箱、二极管阵列检测器、EmpowerTM色谱工作站（美国Waters公司）；SB-800DTD型超声波清洗器（宁波新芝生物科技股份有限公司）；MM型400混合球磨仪（德国Retsch公司）；DHG-9145AZ型电热干燥箱（上海恒科仪器有限公司）；New Classic MS-S型电子分析天平[梅特勒-托利多（上海）有限公司]；5810R型高速离心机（德国Eppendorf公司）。
C (L )y t =u t
(4)
式中，C (L )=C 0-Γ1L -Γ2L 2-…-Γp L p ，C(L)是滞后算子L的k ×k 的参数矩阵，当C(L)可逆时，可以表示为公式(5)的形式：
y t =D (L )u t
(5)
式中，
本文采用SVAR模型的“ AB模型”(AB-Model)来进行研究，AB模型如公式(6)所示：
Aε t =Bu t
(6)
其中，ε t 是u t 的线性组合，代表一种结构冲击，u t 是结构式扰动项，ε t 是简化式扰动项。A、B是k ×k 的可逆矩阵，在AB模型中，A =C 0，B 为k 阶对角阵，共需施加2k 2-k (k +1)/2个约束。由于B矩阵为对角矩阵，相当于已经施加了k 2-k 个约束条件， A矩阵对角线元素为1相当于已经施加了k 个约束条件，因此需要额外施加的约束条件个数为k (k -1)/2。当施加了约束之后，即可满足SVAR模型的识别条件。
三、 数据与模型设计
数据选取方面，由于国家外汇管理局公布的国际投资头寸表中的资产和负债头寸起始于2011年，本文需要计算同比涨跌率指标，因此最终使用的数据区间为2012年1月至2017年6月。首先设计对外开放度(OPEN)。参考李翀(1998)、胡智和刘志雄(2005)的做法，分别考虑贸易开放度、投资开放度、金融开放度，代表变量如下：① 贸易开放度选取进出口总额(IE)、进口额(IMPORT)、出口额(EXPORT)，来源于中经网统计数据库。② 投资开放度选取外商直接投资(FDI)和对外直接投资(OFDI)，来源于Wind数据库。③ 金融开放度选取中国国际投资头寸表中的资产头寸(ASSET，包括在国外直接投资、证券投资、贷款、外汇储备等)和债务头寸(DEBT，包括外商在国内直接投资、证券投资、贷款等)，来源于Wind数据库。资产头寸和债务头寸只公布季度存量数据，采用线性插值方法处理成月度数据。以上7个变量的单位均为亿美元，接下来参考张翔等(2014)的做法对所有变量除以GDP当季平均值进行标准化，GDP数据来源于Wind数据库。然后参考Kaplan和Aslan(2006)的做法，进行主成分分析并计算得出对外开放度。
从表1看出，水稻秸秆经过138 d腐解，处理1的腐解率为75.11%，处理2为72.74%，差异显著。与严吴炜[10]用水稻秸秆500 kg/667m2覆盖86 d的腐解率(75.33%)相近，说明在高温季节加大秸秆覆盖量后并适当延长时间，腐解率也能达到较高水平。
在SVAR模型中要确定AB模型的短期约束条件，需要额外施加k (k -1)/2=15个约束。本文根据乔列斯基分解建立递归形式的方法建立短期约束。从经济理论出发，将内生变量分为三类，第一类是经济变量iva和cpi，第二类是政策变量m2、r和e，第三类是对外开放度open。根据经济原理做如下假设：① 假设政策变量(m2、r 和e )对经济变量(iva和cpi)仅有滞后影响，而经济变量对政策变量具有当期影响。② 经济变量中，iva对cpi有当期影响，但是cpi对iva没有当期影响。③ 根据泰勒规则，利率受到通胀缺口和产出缺口的影响，因此iva和cpi对利率r 有当期影响。同时假设利率r 受到货币供应量m2的当期影响。④ 根据Dornbusch(1976)的汇率超调理论，货币供应量增加则汇率贬值，因此货币供应量m2对汇率e 有当期影响。同时假设当利率变动的时候会引起资本的跨国流动，因此利率对汇率也具有当期影响。⑤ 根据对外开放度的定义，假设经济变量和政策变量对对外开放度都有当期影响。综上所述，建立递归形式的短期约束条件如公式(7)，额外施加的约束条件个数=15满足要求：
(7)
四、 实证分析及结果
1 .对外开放度的计算及分析
首先观察原始变量进出口总额(IE)、进口额(IMPORT)、出口额(EXPORT)、外商直接投资(FDI)、对外直接投资(OFDI)、国际投资头寸表资产头寸(ASSET)、国际投资头寸表债务头寸(DEBT)分别如图1、2、3所示，单位均为亿美元。其中，进出口总额(IE)、进口额(IMPORT)、出口额(EXPORT)、外商直接投资(FDI)、对外直接投资(OFDI)由于具有季节性，采用X-13方法进行季节调整后观察。
由图1、图2、图3可知，2011年1月至2017年6月，中国的进口出口长期维持在一定水平，出口略有上升但不明显。外商直接投资比较平稳，对外直接投资略有上升。国际投资头寸表的资产和负债均有较明显的上升。接下来用主成分分析法，使用SPSS 19软件来计算中国对外开放度。首先定义X 1、X 2、X 3、X 4、X 5、X 6、X 7分别为进出口总额/GDP(ie)、进口额/GDP(import)、出口额/GDP(export)、外商直接投资/GDP(fdi)、对外直接投资/GDP(ofdi)、国际投资头寸表资产头寸/GDP(asset)、国际投资头寸表债务头寸/GDP(debt)。计算相关矩阵见表1。
图1 进出口总额(IE)、进口额(IMPORT)、出口额(EXPORT)
图2 外商直接投资(FDI)、对外直接投资(OFDI)
图3 资产头寸(ASSET)、债务头寸(DEBT)
表1 相关矩阵
船端各设备之间的数据传输和各服务器之间的数据传输主要通过有线和无线局域网的方式实现；船舶近岸时采用无线局域网、无线电和3G/4G接入互联网等方式通信；远洋船舶与岸基主要依靠海事卫星通信系统通信，经过船端应用服务器的分析和处理，将数据包通过Web服务器、船舶海事卫星通信设备和海事通信卫星发送到卫星地面站，由卫星地面站中转，经Internet传输到岸端数据网络平台。
针对产生浓烟的情况，Honeywell公司于2001年8月，进行了用黑暗代替浓烟雾，并在复杂陌生通道中进行实际人员疏散的测试,测试采用红外摄像机记录人群疏散情况。测试结果显示，在黑暗仿真浓烟和复杂环境通道的人群疏散效率将比理论计算值下降80%以上。由此可见，有效的引导标志，在突发事件中有着极其重要的作用，但目前的指示标志，存在较大的适用缺陷。
表2 KMO和Bartlett检验
从表2中可以看出，KMO统计量>0.5且Bartlett球形度检验的P 值<0.05，因此可以对X 1、X 2、X 3、X 4、X 5、X 6、X 7这7个变量进行主成分分析。各主成分累计方差贡献率如表3所示。
公式(8)等式右边7个变量的系数就是赋予衡量对外开放度的7个变量的权重，根据上述公式则可计算出2011年1月至2017年6月中国对外开放度的指标。计算结果如图4所示。
根据相关矩阵可以看出，X 1、X 2、X 3、X 4、X 5、X 6、X 77个变量互相之间具有一定相关性，为了确定主成分分析的合理性，接下来进行KMO 和 Bartlett检验，结果见表2。
表3 解释的总方差
表4 成份矩阵
从表4可知主成分F 1、F 2、F 3对原变量的载荷数。接下来第一步，计算3个代表主成分等式右边的系数a 11、a 12…等，分别由载荷数除以对应主成分特征值的开平方得出。第二步，计算综合得分模型中各原变量的系数b 1、b 2、b 3、b 4、b 5、b 6、b 7，通过对应主成分方差贡献率为权重，对原变量在主成分线性组合中的多个系数进行加权平均，再归一化处理得出。最终结果如表5所示。
根据表5得出的最终的归一化综合得分模型系数，可得综合得分即对外开放度计算公式如(8)所示：
首先对上述得出的对外开放度(OPEN)进行处理得到对外开放度当月同比涨跌率(open)，公式为：(当月对外开放度-去年同月对外开放度)/去年同月对外开放度。结合规模以上工业增加值(iva)、居民消费价格(cpi)、广义货币期末同比增速(m2)、实际利率(r)、实际汇率(e)各变量的同比涨跌率共同构成结构向量自回归模型(SVAR)的内生变量向量y t =[ivat ,cpit ,m2t ,r t ,e t ,opent ]T 。
接下来建立实证分析的SVAR模型。参考Smets和Wouters(1998)、袁伟彦和李文溥(2010)、张翔等(2014)的做法，本文选取变量包括货币政策的最终目标：中国国内生产总值(gdp)和通货膨胀率(cpi)，货币政策的中介目标：利率(r)、货币供应量(m2)，对外贸易的相关指标：汇率(e)，对外开放度(open)。上述变量均为同比涨跌率，来源于Wind数据库和中经网统计数据库，描述如下：① 中国国内生产总值(gdp)：鉴于gdp没有月度数据，采用规模以上工业增加值(iva)当月同比增长率作为替代变量。② 通货膨胀率(cpi)：选取居民消费价格指数(上年同月=100)，计算方式为(居民消费价格指数-100)/100，得到居民消费价格指数当月同比涨跌率。③ 货币供应量(m2)：选取当月广义货币(m2)期末同比增速。④ 利率(r)：选取实际利率同比涨跌率。首先使用银行间隔夜拆借加权平均利率作为名义利率，然后减去通货膨胀率即可得到实际利率，再计算得出实际利率当月同比涨跌率。其中通货膨胀率采用(CPI当月值-CPI上月值)/ CPI上月值得出。⑤ 汇率(e)：选取实际汇率同比涨跌率。实际汇率采用公式s =(S ×P *)/P 得出，再计算得出实际汇率当月同比涨跌率。其中s 是实际汇率，S 是名义汇率，名义汇率选取直接标价法，即人民币/美元下的美元兑人民币期末汇率(中间价)当月值。P *是美国当月CPI，用美国CPI(2010年=100)月度数据换算而来，基期取2011年1月。P 是中国当月CPI，用中国CPI(上月=100)月度数据换算而来，基期也取2011年1月。⑥对外开放度(open)：选取上述主成分分析得出的对外开放度指标，计算得出同比涨跌率。上述变量中，工业增加值(iva)、通货膨胀率(cpi)和货币供应量(m2)均采用X-13方法进行季节调整以消除季节性。
(8)
表5 主成分等式中的系数及综合得分模型中各变量的系数
从表3可知，前三个主成分F 1、F 2、F 3的累计方差贡献率达到90.696%，因此提取F 1、F 2、F 3三个主成分代替原来的7个变量。成分矩阵如表4所示。
图4 中国对外开放度
对外开放度指标OPEN具有明显的季节性，因此使用X-13方法进行季节调整后，得到对外开放度的指标OPEN_SA。从图4中可以看出，自2011年1月以来，中国对外开放度的指标平稳中略有下降的趋势，在2013年末及2014年初有一个回升，但之后继续下降并直到2016年有略微回升的趋势。本文认为自2011年以来，全球金融危机的余温一直未完全消退，国际环境限制着中国对外贸易、对外直接投资和吸引外资的快速增长。另一方面，中国的金融市场在逐渐开放，虽然国际投资头寸表的资产和负债逐渐增多，但是中国GDP增长迅速，因此除以GDP标准化之后，对外开放度指标略有下降。这也是本测度指标的一个特点，使得GDP作为重要经济参数融入测度指标。在当前国际新形势下，美国经济强势恢复，美联储不断加息并缩表，欧盟经济也逐渐从危机阴影中摆脱。在这样的国际背景下，中国必须坚定对外开放。为了实证对外开放度对货币政策有效性的影响，本文接下来建立结构向量自回归模型(SVAR)。
2 .时间序列数据的处理及SVAR模型的建立
Y =0.182X 1+0.176X 2+0.171X 3+0.222X 4+0.036X 5+0.173X 6+0.038X 7
然后对iva、cpi、m2使用X-13方法进行季节调整消除季节性，接下来对所有变量进行ADF单位根检验，结果如表6所示。
中，教师要根据学生的元认知情况，精心设计问题，让学生通过“微型探究”活动，深化知识内涵，揭示数学本质，感悟解题方法.在具体问题解决后应注重引导学生总结提炼一般方法，使学生对问题的理解与思考达到新的高度.
表6 ADF单位根检验结果
注：(1) 检验形式(C,T,P)中C、T、P分别表示模型中的常数项、时间趋势和滞后阶；(2) ADF检验采用Mackinnon临界值；(3) △表示对原时间序列取差分。
根据表6所示，有两个时间序列m2和e存在单位根，取差分后的时间序列△m2和△e为平稳时间序列，即m2和e均为一阶单整。虽然可以采用差分后的时间序列建立SVAR模型，但是差分将不可避免导致部分信息的损失。当存在大于等于两个同阶单整的时间序列的时候，可以进行协整检验。为了尽可能地保留原时间序列的信息，接下来对iva、cpi、m2、r、e、open进行Johansen协整检验，结果如表7所示。
表7 Johansen协整检验结果
从表7可知，原时间序列之间存在协整关系并且协整秩为2，因此可以使用原序列建立SVAR模型进行分析。再根据AIC、SC、HQ等信息准则，确定最优滞后阶数为1。稳定性检验结果表明，AR的倒数均位于单位圆内，因此SVAR模型是稳定的(限于篇幅结果省略)，本文接下来进行脉冲响应函数分析。
现阶段临床对带状疱疹病理机制尚无明确定论；只是明确带状疱疹疾病多发于患者三叉神经处及肋间神经。临床大量研究证明，约14%的带状疱疹患者均存在不同程度的神经痛，神经痛主要表现类型为针刺样痛、阵发性疼痛、持续性疼痛等典型疼痛。
3 .脉冲响应函数分析
首先观察产出和价格对货币供应量(m2)冲击的脉冲响应结果。如图5所示，当对货币供应量(m2)施加一个标准差大小的正向冲击后响应如下：① 工业增加值(iva)初期波动下降后迅速上升，在第6期到达最高点，之后逐渐恢复稳定。② 居民消费价格指数(cpi)迅速上升并在第4期达到最高点，接下来逐渐下降并达到稳定。③ 利率(r)迅速下降然后逐渐恢复稳定。④ 汇率(e)有所上升即本币贬值，接下来逐渐下降恢复稳定。上述脉冲响应结果与传统利率和汇率传导机制理论相符，货币供应量(m2)的增加将导致利率下降和汇率上升(本币贬值)，最终引起产出的增加和通货膨胀率的上升。
图5 货币供应量(m2)冲击的脉冲响应结果
本文侧重分析对外开放度对各变量的影响，及其与货币政策的配合效果。对外开放度冲击的脉冲响应结果如图6所示，当向对外开放度(open)施加一个标准差大小的正向冲击后，现象如下：① 工业增加值(iva)上升并在长期内有所持续。这说明对外开放度对iva的影响是正向并缓慢释放的，对外开放度的提高对于增加产出具有积极意义。② 居民消费价格指数(cpi)在5个月内持续下降，在一年内始终处于负的状态，并逐渐恢复稳定。这说明对外开放度的提高在短期内有利于降低通货膨胀率增长率，控制物价。这与Romer(1993)得出的开放度与通货膨胀负相关的结论是相符的。③ 货币供应量(m2)则是先下降后上升，长时间内为正并逐渐恢复稳定。说明对外开放度的提高使得货币政策呈现扩张的趋势。④ 利率方面受到冲击后迅速下降，第9期到达最低点，然后逐渐上升到稳定。⑤ 汇率方面先迅速下滑(本币升值)至第10期到达最低点，然后逐渐上升到稳定。
图6 对外开放度(open)冲击的脉冲响应结果
根据货币政策传导机制的理论，利率渠道的传导过程表现在利率的下降使得投资增加，进一步带动产出的增长。汇率渠道的传导过程应该从两方面分析，一方面根据支出转换效应理论，汇率贬值会导致出口增加进口减少，进而提高国内产出。另一方面根据收入吸收理论的观点，汇率贬值增加净出口，这有利于收入的增加。但同时也会使得贸易条件恶化，导致实际收入下降。因此贬值并不一定增加产出，而是需要看综合作用的实际结果。
根据上述脉冲响应函数的结果，继续得出如下结论：首先，当对外开放度提高之后，货币供应量在长期中会有所增加，这将使得货币政策出现持续扩张的局面。其原因是面对巨大的中国市场，在中国对外开放度提高的时候，国际贸易会更加频繁，国际资本的流动更加自由，外资更多进入中国投资，因此中国的货币需要保持扩张来应对货币需求的增加。其次，对外开放度提高之后利率将有所下降。其原因是对外开放度的提高不止表现在对外贸易的增加，也表现在金融市场更加开放和自由。由于金融市场效率的提高，这将导致利率的降低，这会进一步刺激投资。这也能够在货币当局推出扩张性货币政策时，进一步增加产出。再次，对外开放度的提高将使直接标价法下的汇率在一定时期内下降(本币升值)，这与扩张性货币政策的效果相反。比如支出转换效应的存在，将导致出口减少进口增加，从而使得国内产出下降，这在一定程度上使货币政策的产出效应有所降低。但从另一方面来讲，国际货币市场上的人民币升值将改善贸易条件，并吸引国外资本进入中国，同时中国本土企业外债成本降低，刺激本土企业投资和生产，这又对货币政策的产出效应有所弥补。
综上所述，扩张性货币政策将导致利率下降和汇率上升(本币贬值)，最终引起产出的增加和通货膨胀率的上升。而对外开放度的提高使货币政策有扩张趋势的同时使利率下降和汇率下降(本币升值)，因此对外开放度的变化会对货币政策的效果产生影响。一般来说，降低利率会增加产出，而汇率变化对产出的影响则取决于支出转换效应和收入吸收效应的综合作用。从中国货币政策的最终目标来看，对外开放度的提高对于增加产出和控制通货膨胀具有积极作用。
五、 结 论
本文设计了对外开放度度量指标，对2011年1月至2017年6月中国的对外开放度进行测度，通过计算结果发现自2011年以来，中国对外开放度平稳中略有下降的趋势。这是由于中国经济总量在此期间快速增长，相比之下全球经济危机之后世界范围内的经济状况仍处于缓慢恢复造成的。因此虽然中国的金融市场逐渐开放，对外贸易、外商投资和对外投资增长平稳，但对外开放度指标略有下降。国际经济环境新形势下，应继续毫不动摇地坚持对外开放。
本文应用SVAR模型实证检验了对外开放度对中国货币政策有效性的影响。实证结果表明，扩张性货币政策将导致利率下降和汇率上升(本币贬值)，最终引起产出的增加和通货膨胀率的上升。而对外开放度的提高使货币政策有扩张趋势的同时使利率下降和汇率下降(本币升值)。从中国货币政策的最终目标来看，对外开放度的提高对于增加产出和控制通货膨胀具有积极作用。基于上述结论的政策含义如下：① 国际经济新形式下的中国对外开放度应该不断提高。由于对外开放度的提高对于增加产出和降低通货膨胀具有积极意义，因此应该继续加大对外开放力度，包括进一步促进国际贸易、增加进出口、吸引外商投资和增加对外投资、开放金融市场并提升金融市场效率等。② 要关注货币政策的有效性。传统“ 三元悖论”认为，在汇率稳定和资本自由流动的情况下，货币政策将失去有效性。中国的汇率市场化还在进行，资本市场也在逐渐开放，开放度的提高将导致利率、汇率的变化，最终影响产出和物价。因此在坚决开放的同时要注意开放的渐进性并维护货币政策的有效性。③ 要关注汇率的波动。以汇率下降(本币升值)为例，虽然减少出口增加进口不利于产出增长，但是通过改善贸易条件、吸引外资流入有利于产出增长，因此汇率变化给经济带来的影响是多方面的，需要综合考虑。因此没有必要对人民币升值太过于恐惧，而是要继续推动汇率市场化，适当增加汇率弹性，将汇率的波动逐渐交给市场决定。④ 对外开放政策与货币政策应该相互配合。对外开放度的变化带来的效果与货币政策的效果具有互补作用，如扩张性货币政策将导致产出增加和通货膨胀率上升，而对外开放度的提高将导致产出增加和通货膨胀率下降，因此对外开放政策与货币政策的有效配合将更有利于中国经济的健康发展。
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中图分类号： F822.0
文献标识码： A
文章编号： 1009-2382(2019)02-0046-09
※基金项目： 国家社科基金重点项目“ 后危机时代稳步推进人民币汇率形成机制改革战略研究”(编号：10AZD017)的部分成果。
作者简介： 蒋先玲，对外经济贸易大学国际经济贸易学院教授、博士生导师；魏天磊，对外经济贸易大学国际经济贸易学院博士生(北京 100029)。
[责任编辑：张 震]
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