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資本項(xiàng)目開放下匯率制度與貨幣政策獨(dú)立性的實(shí)證研究
1 引言1998年，克魯格曼(Krugman)[1]提出“三元悖論”，即一國只能在貨幣政策獨(dú)立、匯率穩(wěn)定和資本完全流動(dòng)這三個(gè)目標(biāo)中實(shí)現(xiàn)兩個(gè)，而不可能同時(shí)達(dá)到。如果資本項(xiàng)目開放，一國就只能在匯率穩(wěn)定和貨幣政策獨(dú)立性中選擇其一：要實(shí)現(xiàn)匯率穩(wěn)定則須放棄貨幣政策獨(dú)立，要享有貨幣政策的獨(dú)立性則須實(shí)行浮動(dòng)匯率制度。1990年代，不少國家都開始放棄中間匯率制（或各種盯住匯率制），朝固定匯率制或浮動(dòng)匯率制的兩極化方向發(fā)展。比如說：從1999年4月到2001年12月之間，實(shí)行固定匯率制（無獨(dú)立貨幣，貨幣局制度）的國家和地區(qū)的數(shù)目從45個(gè)上升到48個(gè)，而實(shí)行浮動(dòng)匯率制度（管理浮動(dòng)，獨(dú)立浮動(dòng)）的國家和地區(qū)的數(shù)目從73個(gè)上升到83個(gè)（資料來自于《國際金融統(tǒng)計(jì)》1999、2000、2001年鑒與2002年10月期）。表明了各國和地區(qū)實(shí)行的匯率制度有兩極化的趨勢(shì)，而且更多的國家和地區(qū)轉(zhuǎn)而實(shí)行浮動(dòng)匯率制度。
那么，實(shí)行浮動(dòng)匯率制度的國家和地區(qū)能否獲得貨幣政策的獨(dú)立性？本文試圖以韓國、泰國、新加坡、香港等為研究對(duì)象，分析在資本項(xiàng)目開放下，匯率制度與貨幣政策獨(dú)立性間的關(guān)系。
2 貨幣政策獨(dú)立性的定義和模型選擇
2.1 貨幣政策獨(dú)立性的定義
貨幣政策獨(dú)立性的定義有多種方法。衡量貨幣政策獨(dú)立性的一種標(biāo)準(zhǔn)是：貨幣政策的制定主要是依據(jù)本國經(jīng)濟(jì)情況還是受到外國貨幣政策的影響。比如Clarida,Gali和Gertler[2]以及Ball[3]利用貨幣政策反應(yīng)方程來檢驗(yàn)OECD國家的利率主要是由本國的兩個(gè)缺口（預(yù)期產(chǎn)出水平和實(shí)際產(chǎn)出水平的缺口，預(yù)期通貨膨脹率和實(shí)際通貨膨脹率的缺口）所決定，還是受到外國貨幣政策決策的影響。
貨幣政策獨(dú)立性的另一種定義為外國利率對(duì)本國利率的傳導(dǎo)程度和本國利率對(duì)偏離缺口的調(diào)整速度，本文主要采取這種方法。以Bertola和Svensson[4]提出的目標(biāo)區(qū)模型為基礎(chǔ)，該模型重要假設(shè)為無套補(bǔ)利率平價(jià)條件
附圖
其中r(t)為本國利率，r[f](t)為外國利率，e(t)為匯率，E[·]為期望。目標(biāo)區(qū)模型認(rèn)為在目標(biāo)區(qū)可信的前提下，允許本國利率暫時(shí)偏離外國利率。對(duì)于匯率制度和貨幣政策獨(dú)立性之間的關(guān)系來說，如果本國政策是可信的，而且貨幣當(dāng)局（中央銀行）主要依據(jù)本國經(jīng)濟(jì)情況（如通貨膨脹率和產(chǎn)出水平）制定貨幣政策，那么一國匯率制度越靈活，就越能享有更多的貨幣政策獨(dú)立性。
實(shí)證研究采用的模型為
附圖
并用外國利率對(duì)本國利率的傳導(dǎo)程度以及本國利率向長期均衡方向（本國與外國利率的長期關(guān)系）的短期調(diào)整速度來度量貨幣政策獨(dú)立性的高低程度。
2.2 誤差修正模型（ECM模型）
為了分析匯率制度和貨幣政策獨(dú)立性之間的關(guān)系，最主要的就是如何表示外國利率對(duì)本國利率的長期傳導(dǎo)程度和利率向均衡方向的調(diào)整速度。而誤差修正模型(Error Correction Model,ECM)具有這樣的特點(diǎn)：它既能描述變量間的長期關(guān)系，又能描述變量間的短期關(guān)系。
誤差修正模型為
附圖，向量β表明存在協(xié)整關(guān)系的變量中的各個(gè)系數(shù)（也即長期均衡參數(shù)）；而向量α則衡量變量向長期均衡方向調(diào)整的速度。
考慮到影響亞洲各國和地區(qū)利率的主要是美國和日本利率，故將外國利率取為美國利率和日本利率，即模型(3)中的r[,2](t)和r[,3](t)。然后建立泰國、韓國、香港和新加坡等國和地區(qū)的利率（即r[,1](t))對(duì)r[,2](t)和r[,3](t)的誤差修正模型。
模型中，長期均衡參數(shù)和短期調(diào)整參數(shù)與貨幣政策獨(dú)立性的關(guān)系為：如果β較大，意味著美國或日本利率對(duì)該國或地區(qū)的長期傳導(dǎo)程度較大，即貨幣政策獨(dú)立性較低，反之則較高；如果α較小（絕對(duì)值較大），則表示該國或地區(qū)應(yīng)對(duì)美國或日本利率短期反應(yīng)速度較大，即表示貨幣政策獨(dú)立性較低，反之則為較高。
數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1990年1月至2002年9月，所選取的國家和地區(qū)（泰國、韓國、香港和新加坡）在這段時(shí)間內(nèi)均實(shí)行資本開放政策。其中泰國和韓國在經(jīng)歷過亞洲金融風(fēng)暴后改變了本國匯率制度（從主要盯住美元的匯率制或管理浮動(dòng)匯率制走向獨(dú)立浮動(dòng)匯率制）；香港實(shí)行貨幣局制度，而新加坡實(shí)行管理浮動(dòng)制。
本文將從兩個(gè)角度來分析泰國、韓國、香港和新加坡的匯率制度和貨幣政策獨(dú)立性之間的關(guān)系。一為匯率制度改變前后貨幣政策獨(dú)立性的變化，如泰國和韓國。二為不同匯率制下，貨幣政策獨(dú)立性的表現(xiàn)如何，如香港和新加坡間的比較。表1為一些亞洲國家和地區(qū)所實(shí)行的匯率制度及其近年來發(fā)生的主要變動(dòng)。
表1 部分亞洲國家匯率制度及主要變動(dòng)
附圖
資料來源：IMF匯率安排和匯兌限制；各國中央銀行。
3 數(shù)據(jù)與實(shí)證結(jié)果
3.1 數(shù)據(jù)
本文采用的利率為3個(gè)月銀行間利率（貨幣市場(chǎng)利率）的月數(shù)據(jù)，來源為《國際金融統(tǒng)計(jì)》各期和各國中央銀行網(wǎng)站。
由于在亞洲金融危機(jī)發(fā)生時(shí)，亞洲各國的利率變化非常大，出現(xiàn)了很多的異常值，因此把樣本期分成兩個(gè)時(shí)段：亞洲金融危機(jī)前（1990年1月至1997年6月）和亞洲金融危機(jī)后（1998年8月至2002年9月）。
3.2 利率的單位根檢驗(yàn)
先對(duì)各國利率序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。
表2 利率的ADF單位根檢驗(yàn)
附圖
注：**(*)表示在1%(5%)的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)；臨界值參見MacKinnon[5]；香港在亞洲金融危機(jī)以后階段的估計(jì)區(qū)間為1998.09～2002.09。
由表2，在5%顯著性水平下，利率均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，除美國、日本利率的一階差分在5%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)外，其余利率的一階差分序列在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，可見利率序列都是一階單整，即為Ⅰ(1)。
3.3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)泰國利率（韓國、香港和新加坡）與美國和日本利率存在的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3所示。
表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
附圖
注：**(*)表示在1%(5%)的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；臨界值參見Osterwald-Lenum[6]。
由表3，不管韓國、泰國還是香港、新加坡，其利率都與美國或日本利率存在協(xié)整關(guān)系，而且都只存在著一個(gè)協(xié)整方程。另外，韓國和新加坡的利率在1990年1月至1997年6月間還與日本利率有協(xié)整關(guān)系，但亞洲金融危機(jī)后則與日本利率不存在協(xié)整關(guān)系，可能的原因是日本實(shí)行零利率政策。香港和泰國的利率與日本利率則均不存在協(xié)整關(guān)系。
3.4 誤差修正模型參數(shù)的確定
經(jīng)檢驗(yàn)各國利率與美國和日本利率存在協(xié)整關(guān)系后，可以進(jìn)一步求出各誤差修正模型的參數(shù)。
表4 誤差修正模型的參數(shù)估計(jì)
附圖
注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值；**(*)表示在1%(5%)顯著性水平下具有
顯著性。
亞洲金融危機(jī)前泰銖盯住美元為主的籃子貨幣，由表4，美國利率對(duì)泰國利率的長期傳導(dǎo)度為1.19，對(duì)短期利率沖擊的調(diào)整速度為-0.59，半衰期（計(jì)算公式：ln(0.5)/ln(1+x)，其中x為短期調(diào)整速度）為0.8個(gè)月左右，表明經(jīng)過半個(gè)多月，泰國利率對(duì)美國利率調(diào)整了50%左右。而亞洲金融危機(jī)后，泰國實(shí)行浮動(dòng)匯率制，美國利率對(duì)泰國利率長期傳導(dǎo)度為0.30，長期傳導(dǎo)度有明顯降低。短期調(diào)整速度為-0.42，短期調(diào)整參數(shù)的絕對(duì)值也有減小，反映在半衰期上就是從0.8個(gè)月增大到1.3個(gè)月�？梢�，泰國實(shí)行浮動(dòng)匯率制后，享有更多的貨幣政策獨(dú)立性。
韓國的情況也是類同，由表4，在亞洲金融危機(jī)之前韓國實(shí)行管理浮動(dòng)匯率制，美國和日本利率對(duì)韓國利率的長期傳導(dǎo)度分別為0.65和0.57，韓國利率對(duì)短期利率沖擊的調(diào)整速度為-0.22，半衰期為2.8個(gè)月。韓國實(shí)行獨(dú)立浮動(dòng)匯率制后，美國利率對(duì)韓國利率的長期傳導(dǎo)度下降為0.44，短期調(diào)整速度變?yōu)?0.28，半衰期為2.2個(gè)月；而日本利率對(duì)其無影響；雖然從短期調(diào)整參數(shù)來看，調(diào)整速度并沒有下降，反而略微有所上升，但是從長期傳導(dǎo)度來看，美國利率對(duì)韓國利率的影響明顯下降。表明實(shí)行更為靈活的匯率制度之后，韓國的貨幣政策獨(dú)立性增強(qiáng)了。
下面比較實(shí)行不同匯率制的香港和新加坡（香港實(shí)行貨幣局制度，新加坡為管理浮動(dòng)制度）。由表4，亞洲金融危機(jī)前后，美國利率對(duì)香港利率的長期傳導(dǎo)度都非常接近于1，表明在貨幣局制度下，香港利率完全由美國利率所決定。而新加坡在亞洲金融危機(jī)前，美國利率和日本利率對(duì)其利率的長期傳導(dǎo)度分別為0.48和0.40；而亞洲金融危機(jī)后，只有美國利率對(duì)其利率有傳導(dǎo)作用，但下降到0.35。對(duì)比一下二者的長期傳導(dǎo)度，可以發(fā)現(xiàn)存在著顯著的差異，特別是在亞洲金融危機(jī)之后。另外，更加明顯的一點(diǎn)是香港利率對(duì)外國利率的短期調(diào)整速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于新加坡：前者在亞洲金融危機(jī)前后的數(shù)值分別為-0.59和-0.65（半衰期分別為0.8個(gè)月和0.7個(gè)月），而后者在亞洲金融危機(jī)前后的數(shù)值分別為-0.20和-0.28（半衰期分別為3.1個(gè)月和2.1個(gè)月），再一次顯示了香港的貨幣政策缺乏獨(dú)立性。
4 結(jié)論
本文以韓國、泰國、香港和新加坡為研究對(duì)象，分析在資本項(xiàng)目開放下，匯率制度和貨幣政策獨(dú)立性間的關(guān)系。結(jié)果表明，在資本項(xiàng)目開放下，與盯住匯率制（或管理浮動(dòng)制）相比，泰國、韓國在實(shí)行浮動(dòng)匯率制時(shí)享有更多的貨幣政策獨(dú)立性。而實(shí)行管理浮動(dòng)匯率制的新加坡要比實(shí)行貨幣局制度的香港享有更多的貨幣政策獨(dú)立性。
上述結(jié)果對(duì)于我國有其一定的參考價(jià)值：在我國資本項(xiàng)目將逐漸開放的條件下（加入WTO后允許外資銀行經(jīng)營國外、國內(nèi)客戶的外匯業(yè)務(wù)；允許外資保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)擴(kuò)展保險(xiǎn)業(yè)務(wù)并增持股份；成立合資基金公司；實(shí)施QFII制度等），若要保持國家貨幣政策的獨(dú)立性，應(yīng)逐步從盯住匯率制轉(zhuǎn)而實(shí)行更為靈活的匯率制度。
收稿日期：2002-12-12
【參考文獻(xiàn)】
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[4] Bertola G,Svensson L E O.Stochastic devaluation risk and the empirical fit of
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[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.
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