资本项目开放下汇率制度与货币政策独立性的实证研究

资本项目开放下汇率制度与货币政策独立性的实证研究

1　引言1998年，克鲁格曼(Krugman)[1]提出“三元悖论”，即一国只能在货币政策独立、汇率稳定和资本完全流动这三个目标中实现两个，而不可能同时达到。如果资本项目开放，一国就只能在汇率稳定和货币政策独立性中选择其一：要实现汇率稳定则须放弃货币政策独立，要享有货币政策的独立性则须实行浮动汇率制度。1990年代，不少国家都开始放弃中间汇率制（或各种盯住汇率制），朝固定汇率制或浮动汇率制的两极化方向发展。比如说：从1999年4月到2001年12月之间，实行固定汇率制（无独立货币，货币局制度）的国家和地区的数目从45个上升到48个，而实行浮动汇率制度（管理浮动，独立浮动）的国家和地区的数目从73个上升到83个（资料来自于《国际金融统计》1999、2000、2001年鉴与2002年10月期）。表明了各国和地区实行的汇率制度有两极化的趋势，而且更多的国家和地区转而实行浮动汇率制度。那么，实行浮动汇率制度的国家和地区能否获得货币政策的独立性？本文试图以韩国、泰国、新加坡、香港等为研究对象，分析在资本项目开放下，汇率制度与货币政策独立性间的关系。2　货币政策独立性的定义和模型选择2.1　货币政策独立性的定义货币政策独立性的定义有多种方法。衡量货币政策独立性的一种标准是：货币政策的制定主要是依据本国经济情况还是受到外国货币政策的影响。比如Clarida,Gali和Gertler[2]以及Ball[3]利用货币政策反应方程来检验OECD国家的利率主要是由本国的两个缺口（预期产出水平和实际产出水平的缺口，预期通货膨胀率和实际通货膨胀率的缺口）所决定，还是受到外国货币政策决策的影响。货币政策独立性的另一种定义为外国利率对本国利率的传导程度和本国利率对偏离缺口的调整速度，本文主要采取这种方法。以Bertola和Svensson[4]提出的目标区模型为基础，该模型重要假设为无套补利率平价条件附图其中r(t)为本国利率，r[f](t)为外国利率，e(t)为汇率，E[·]为期望。目标区模型认为在目标区可信的前提下，允许本国利率暂时偏离外国利率。对于汇率制度和货币政策独立性之间的关系来说，如果本国政策是可信的，而且货币当局（中央银行）主要依据本国经济情况（如通货膨胀率和产出水平）制定货币政策，那么一国汇率制度越灵活，就越能享有更多的货币政策独立性。实证研究采用的模型为附图并用外国利率对本国利率的传导程度以及本国利率向长期均衡方向（本国与外国利率的长期关系）的短期调整速度来度量货币政策独立性的高低程度。2.2　误差修正模型（ECM模型）为了分析汇率制度和货币政策独立性之间的关系，最主要的就是如何表示外国利率对本国利率的长期传导程度和利率向均衡方向的调整速度。而误差修正模型(Error  Correction  Model,ECM)具有这样的特点：它既能描述变量间的长期关系，又能描述变量间的短期关系。误差修正模型为附图，向量β表明存在协整关系的变量中的各个系数（也即长期均衡参数）；而向量α则衡量变量向长期均衡方向调整的速度。考虑到影响亚洲各国和地区利率的主要是美国和日本利率，故将外国利率取为美国利率和日本利率，即模型(3)中的r[,2](t)和r[,3](t)。然后建立泰国、韩国、香港和新加坡等国和地区的利率（即r[,1](t))对r[,2](t)和r[,3](t)的误差修正模型。模型中，长期均衡参数和短期调整参数与货币政策独立性的关系为：如果β较大，意味着美国或日本利率对该国或地区的长期传导程度较大，即货币政策独立性较低，反之则较高；如果α较小（绝对值较大），则表示该国或地区应对美国或日本利率短期反应速度较大，即表示货币政策独立性较低，反之则为较高。数据样本区间为1990年1月至2002年9月，所选取的国家和地区（泰国、韩国、香港和新加坡）在这段时间内均实行资本开放政策。其中泰国和韩国在经历过亚洲金融风暴后改变了本国汇率制度（从主要盯住美元的汇率制或管理浮动汇率制走向独立浮动汇率制）；香港实行货币局制度，而新加坡实行管理浮动制。本文将从两个角度来分析泰国、韩国、香港和新加坡的汇率制度和货币政策独立性之间的关系。一为汇率制度改变前后货币政策独立性的变化，如泰国和韩国。二为不同汇率制下，货币政策独立性的表现如何，如香港和新加坡间的比较。表1为一些亚洲国家和地区所实行的汇率制度及其近年来发生的主要变动。表1　部分亚洲国家汇率制度及主要变动附图资料来源：IMF汇率安排和汇兑限制；各国中央银行。3　数据与实证结果3.1　数据本文采用的利率为3个月银行间利率（货币市场利率）的月数据，来源为《国际金融统计》各期和各国中央银行网站。由于在亚洲金融危机发生时，亚洲各国的利率变化非常大，出现了很多的异常值，因此把样本期分成两个时段：亚洲金融危机前（1990年1月至1997年6月）和亚洲金融危机后（1998年8月至2002年9月）。3.2　利率的单位根检验先对各国利率序列进行ADF单位根检验。检验结果如表2。表2　利率的ADF单位根检验附图注：**(*)表示在1%(5%)的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设；临界值参见MacKinnon[5]；香港在亚洲金融危机以后阶段的估计区间为1998.09～2002.09。由表2，在5%显著性水平下，利率均不能拒绝存在单位根的原假设，除美国、日本利率的一阶差分在5%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设外，其余利率的一阶差分序列在1%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，可见利率序列都是一阶单整，即为Ⅰ(1)。3.3　协整检验结果利用Johansen协整检验方法检验泰国利率（韩国、香港和新加坡）与美国和日本利率存在的协整关系，结果如表3所示。表3　协整检验结果附图注：**(*)表示在1%(5%)的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设；临界值参见Osterwald-Lenum[6]。由表3，不管韩国、泰国还是香港、新加坡，其利率都与美国或日本利率存在协整关系，而且都只存在着一个协整方程。另外，韩国和新加坡的利率在1990年1月至1997年6月间还与日本利率有协整关系，但亚洲金融危机后则与日本利率不存在协整关系，可能的原因是日本实行零利率政策。香港和泰国的利率与日本利率则均不存在协整关系。3.4　误差修正模型参数的确定经检验各国利率与美国和日本利率存在协整关系后，可以进一步求出各误差修正模型的参数。表4　误差修正模型的参数估计附图注：括号内为t统计值；**(*)表示在1%(5%)显著性水平下具有

显著性。亚洲金融危机前泰铢盯住美元为主的篮子货币，由表4，美国利率对泰国利率的长期传导度为1.19，对短期利率冲击的调整速度为-0.59，半衰期（计算公式：ln(0.5)/ln(1+x)，其中x为短期调整速度）为0.8个月左右，表明经过半个多月，泰国利率对美国利率调整了50%左右。而亚洲金融危机后，泰国实行浮动汇率制，美国利率对泰国利率长期传导度为0.30，长期传导度有明显降低。短期调整速度为-0.42，短期调整参数的绝对值也有减小，反映在半衰期上就是从0.8个月增大到1.3个月。可见，泰国实行浮动汇率制后，享有更多的货币政策独立性。韩国的情况也是类同，由表4，在亚洲金融危机之前韩国实行管理浮动汇率制，美国和日本利率对韩国利率的长期传导度分别为0.65和0.57，韩国利率对短期利率冲击的调整速度为-0.22，半衰期为2.8个月。韩国实行独立浮动汇率制后，美国利率对韩国利率的长期传导度下降为0.44，短期调整速度变为-0.28，半衰期为2.2个月；而日本利率对其无影响；虽然从短期调整参数来看，调整速度并没有下降，反而略微有所上升，但是从长期传导度来看，美国利率对韩国利率的影响明显下降。表明实行更为灵活的汇率制度之后，韩国的货币政策独立性增强了。下面比较实行不同汇率制的香港和新加坡（香港实行货币局制度，新加坡为管理浮动制度）。由表4，亚洲金融危机前后，美国利率对香港利率的长期传导度都非常接近于1，表明在货币局制度下，香港利率完全由美国利率所决定。而新加坡在亚洲金融危机前，美国利率和日本利率对其利率的长期传导度分别为0.48和0.40；而亚洲金融危机后，只有美国利率对其利率有传导作用，但下降到0.35。对比一下二者的长期传导度，可以发现存在着显著的差异，特别是在亚洲金融危机之后。另外，更加明显的一点是香港利率对外国利率的短期调整速度远远快于新加坡：前者在亚洲金融危机前后的数值分别为-0.59和-0.65（半衰期分别为0.8个月和0.7个月），而后者在亚洲金融危机前后的数值分别为-0.20和-0.28（半衰期分别为3.1个月和2.1个月），再一次显示了香港的货币政策缺乏独立性。4　结论本文以韩国、泰国、香港和新加坡为研究对象，分析在资本项目开放下，汇率制度和货币政策独立性间的关系。结果表明，在资本项目开放下，与盯住汇率制（或管理浮动制）相比，泰国、韩国在实行浮动汇率制时享有更多的货币政策独立性。而实行管理浮动汇率制的新加坡要比实行货币局制度的香港享有更多的货币政策独立性。上述结果对于我国有其一定的参考价值：在我国资本项目将逐渐开放的条件下（加入WTO后允许外资银行经营国外、国内客户的外汇业务；允许外资保险机构扩展保险业务并增持股份；成立合资基金公司；实施QFII制度等），若要保持国家货币政策的独立性，应逐步从盯住汇率制转而实行更为灵活的汇率制度。收稿日期：2002-12-12【参考文献】[1]　Krugman  P.The  eternal  triangle[EB/OL].http://web.mit.edu/krugman/www/,1998-10-13.[2]　Clarida  R,Gali  J,Gertler  M.Monetary  policy  rules  and  macroeconomic  stability:evidence  and  some  theory[J].Quarterly  Journal  of  Economics,2000,115(1):147-180.[3]　Ball  L.Policy  rules  and  external  shocks[R].NBER  Working  Paper  No.7910,2000.[4]　Bertola  G,Svensson  L  E  O.Stochastic  devaluation  risk  and  the  empirical  fit  of  target-zone  models[J].Review  of  Economic  Studies,1993,60(3):689-712.[5]　Mackinnon  J  G.Critical  values  for  cointegration  tests  in  long-run  equilibrium  relationships:readings  in  cointegration[M].Oxford:Oxford  University  Press,1991.[6]　Osterwald-Lenum  M.A  note  with  quantiles  of  the  asymptotic  distribution  of  the  maximum  likelihood  cointegration  rank  test  statistics[J].Oxford  Bulletin  of  Economics  and  Statistics,1992,54:461-472.