开放经济条件下货币政策论文

摘要：开放经济条件对货币政策的有效性产生了复杂的影响。通过修正的Karras模型，运用中国1995年第二季度—2010年第三季度的相关数据进行了实证研究，结果表明，经济开放度的提高将削弱我国货币政策的产出效应，但2005年的汇率改革对产出的影响并不显著；货币政策对价格的影响将随着经济开放度的提高而加强，但汇率改革却在一定程度上削弱了货币政策的价格效应。下面是小编为大家整理的《开放经济条件下货币政策论文(精选3篇)》，供大家参考借鉴，希望可以帮助到有需要的朋友。

开放经济条件下货币政策论文 篇1：

开放经济条件下的货币政策博弈分析

[摘要]根据Obstfeld在2002年发表的文章所得出的结论来进行中美之间的货币政策的博弈分析。根据Obstfeld的结论当经济中存在工资粘性以及垄断时，在新开放经济宏观经济学的随机模型下得出的结论是两个国家合作所达到的均衡没有非合作的Nash均衡给国家带来的福利多，除非两国居民的相对风险厌恶系数非常高，货币政策的合作并不能给国家带来额外的好处。所以本文得出的结论是，由于中美经济之间的巨大差异，以及中国内部稳定的重要性，因此目前中美货币政策的合作并不能给中国经济带来额外的好处，中国货币政策的目标应该主要是稳定国内经济稳定。

[关键词]Nash均衡；合作；货币政策

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文

作者：何雅琨

开放经济条件下货币政策论文 篇2：

经济开放度汇率改革与货币政策有效性

摘 要：开放经济条件对货币政策的有效性产生了复杂的影响。通过修正的Karras模型，运用中国1995年第二季度—2010年第三季度的相关数据进行了实证研究，结果表明，经济开放度的提高将削弱我国货币政策的产出效应，但2005年的汇率改革对产出的影响并不显著；货币政策对价格的影响将随着经济开放度的提高而加强，但汇率改革却在一定程度上削弱了货币政策的价格效应。

关键词：经济开放度；汇率改革；货币政策；产出效应；价格效应

Openness, Exchange Rate Reform and Monetary Policy Efficiency

- Empirical Analysis Based on Chinese Data

XIE Hailin，LOU Fengdan，KUANG Jiankun

（School of Finance, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan, Hubei, 430073, China）

Key words：openness, exchange Rate Reform, monetary policy efficiency, output effect, price effect

一、问题的提出

自2001年加入WTO以来，我国的进出口总额出现了明显增长，以外贸依存度为代表的经济开放度显著提高，我国全方位、多层次的开放经济格局已基本形成，经济运行方式和货币政策的操作环境也因此而发生了较大变化。一方面，这种开放经济条件改变了中央银行面对的产出—通货膨胀曲线，这种变化将提高工资和价格弹性，并减少了给定通货膨胀条件下扩张性货币政策带来的产出增加；另一方面，伴随着经济开放度的提高，通货膨胀的外生性也将随之增加，这也增大了中央银行控制通货膨胀的难度。因此，货币政策的产出效应和价格效应将在开放经济条件下受到影响，货币政策的有效性也将随着操作环境的变迁而发生重要变化。另外，2005年7月21日我国实行了“以市场供求为基础，参考一篮子货币的有管理浮动汇率制度”，这在一定程度上增强了人民币的汇率弹性。但是，这种“有管理的浮动”仍然可能使得人民银行的货币政策为汇率政策所把持。

二、文献回顾

随着金融全球化时代的到来，各国货币政策实施环境发生了变化，在日益开放的经济条件下货币政策的影响则更为复杂。从实践来看，即使不改变相机抉择的货币政策框架，日益开放的经济也会缓解货币当局的通货膨胀倾向，使通货膨胀水平降低［1］，这一现象引起了经济学家的关注。例如，Romer（1993）通过将经济开放因素纳入巴罗—戈登模型，研究表明未预期到的货币扩张会导致实际汇率贬值，扩展性货币政策造成产出的增加将被恶化的贸易条件所抵消，货币当局采取扩张性货币政策的动机也会减弱。因此认为，经济开放程度越高，货币扩张对价格的影响越大而对产出的影响则较弱，相机抉择的货币政策对通货膨胀的作用越小［2］。

上述文献是在巴罗—戈登模型的基础上，来研究开放经济框架内未预期到的货币冲击对汇率波动和货币当局行为的影响。Karras［3］［4］将开放因素加入IS-LM模型中，构建了开放经济条件下货币政策产出效应和价格效应的方程，并分析了不同国家的面板数据，他发现38个国家［3］的面板数据中有8个国家［4］的开放性和货币政策对产出增长呈负相关关系，开放性和货币政策对通胀的影响呈正相关关系。此后，多篇文献[1][5][6][7]运用Karras提出的模型检验经济开放度与货币政策有效性之间的关系。其中，Berument and Dogan（2003）通过对土耳其1987年第一季度至2001年第一季度数据的实证分析认为，经济开放程度的提高减弱了货币政策的产出效应，但货币政策的价格效应在统计上并不显著［5］。Berument et al.（2007）运用1957—2003年的季度数据，通过修正的Karras（1999）模型检验了29个国家的货币政策在影响产出增长率、通货膨胀和贸易开放度之间的关系，实证结果表明，在所考察的29个国家中，货币政策有效性和开放度之间的关系体现出显著的国别差异。这说明，不同的国家有着不同的货币传导机制，使货币政策有效性和经济开放度之间的关系也不同［6］。由于我国国内油价还没有完全与国际接轨，油价与实体经济之间的联系不如石油进口大国那样密切，因此，在中国Karras模型分析中均不考虑以石油价格为代表的供给冲击。裴平等（2006）在剔除石油价格之后，利用1985—2004年的交叉数据对中国经济开放度与货币政策产出效应和价格效应的关系进行检验，结果表明经济开放度的提高，同时减弱了中国货币政策的产出效应和价格效应［7］。然而，黄武俊（2010）使用贸易开放度和金融开放度度量经济开放度，在剔除石油价格变量的同时，在产出方程和价格方程中分别增加了政府财政支出和汇率两个变量，通过1992—2009年第二季度的相关数据进行检验，认为经济开放度的提高减弱了货币政策的产出效应但加强了价格效应，经济开放度的提高主要通过金融市场和影响工资—价格调整速度两个渠道影响货币政策效果［1］。

在现有Karras模型的中国分析中，共同的结论是经济开放度的提高削弱了货币政策的产出效应，而对价格效应的观点却各执一词。2001年中国加入WTO后经济开放度大幅上升，货币政策的效果也将因此而发生变化；而2005年的汇改增大了汇率弹性，将对价格方程发生重要的影响。遗憾的是，针对这些变化，以上文献并没有进行深入研究。本文在裴平等（2006）［7］与黄武俊（2010）［1］的基础之上，不仅考虑财政支出和汇率对产出和价格的作用，而且添加了两个虚拟变量，旨在考察2001年入世及2005年汇率改革对货币政策效果的影响，力求有所突破。

三、经验分析

（一）模型建立

本文对经济开放度与货币政策有效性关系的研究是以标准开放经济条件下的AS-IS-LM模型①[注：①即总供给IS-LM模型，通过IS-LM模型可以得到总需求曲线AD，再结合总供给曲线AS，便可以得到均衡产出和均衡价格，这种方法简称为AS- IS-LM模型。为基础的。Karras（1999）［3］在该模型基础上建立了产出增长率和通货膨胀模型：

Δyj,i=β0+∑Qi=1βyiΔyj,t－i+∑Ri=0βoiliΔOILj,t－i+∑Si=0βmi,j,tΔmj,t－i+uyj,t

（1）

Δpj,i=γ0+∑Qi=1γpiΔpj,t－i+∑Ri=0γoiliΔOILj,t－i+∑Si=0γmi,j,tΔmj,t－i+upj,t

（2）

其中，（1）式和（2）式分别表示Karras（1999）［3］的产出模型和价格模型。j代表第j个国家，t代表第t期，Δy是产出增长率，Δm是货币供给增长率，Δp是通货膨胀率，ΔOIL是石油的实际价格增长率，表示供给冲击，β、γ是待估计系数，uyj,t和upj,t分别表示第j个国家第t期产出冲击和通货膨胀冲击，i、Q、R、S分别为各自的最大滞后期数。为了考察经济开放度对货币政策效果的影响，Karras（1999）［3］将（1）式和（2）式中的货币供给系数表示为：

βmi,j,t=θmi+θOPENiOPENj,t

（3）

γmi,j,t=φmi+φOPENiOPENj,t

（4）

其中，θ、为待估计参数，OPENj，t代表国家j在t时期的经济开放度；将（3）、（4）分别代入（1）、（2）中，可以得到（5）和（6）：

Δyj,i=β0+∑Qi=1βyiΔyj,t－i+∑Ri=0βoiliΔOILj,t－i+∑Si=0(θmiΔmj,t－i+θOPENiOPENj,tΔmj,t－i)+uyj,t

（5）

Δpj,i=γ0+∑Qi=1γpiΔpj,t－i+∑Ri=0γoiliΔOILj,t－i+∑Si=0(φmiΔmj,t－i+φOPENiOPENj,tΔmj,t－i)+upj,t

（6）

值得说明的是，模型中之所以用到石油价格因素表示供给冲击，是因为石油在战后工业化社会中起到的重要，尤其是20世纪70年代至80年代，世界经历了石油价格的剧烈动荡，“石油冲击”对宏观经济波动产生了重要影响。但近20多年来，随着能源消费结构多样化和技术的进步，石油价格对宏观经济的冲击效应也在减弱。而且，根据相关变量的Granger检验表明，以石油、煤炭为代表的供给冲击在中国经济统计分析上不显著，因此，根据中国的实际情况，本文不考虑石油价格因素。另外，本文借鉴黄武俊（2010）［1］的做法，考虑财政政策在我国宏观调控中的重要性，在产出模型中加入政府财政支出GOV的同比增量这一变量，并以产出总量GDP的季度同比增长率表示产出增长率Δy，同时以货币供应量M2的季度同比增长率代表ΔM，并且在价格模型中加入汇率E（间接标价法）因素，物价水平增长率Δp以CPI衡量，货币供给增长率以ΔM表示。为了研究2001年我国加入WTO及2005年的汇改对货币政策效果的影响，我们引入虚拟变量D2001和D2005做模型的结构分析，经过改进后的产出模型为：

ΔGDPt=β0+βD1D2001+βD2D2005+∑Qi=1βyiΔGDPt－i+∑Ri=0βgiΔGOVt－i+∑Si=0(θmiΔMt－i+θOPENiOPENt－iΔMt－i)+uyt

（7）

其中，D2001=0, 1995年至2001年

1, 2002年至2010年，D2005=0, 1995年至2004年

1, 2005年至2010年，GDP表示总产出的增长率，ΔGOV表示政府财政支出同比增长率，ΔM是以M2为代表的货币供给同比增长率，θ为待估参数，OPEN为贸易依存度，用以衡量我国经济的开放水平，ut表示模型外的随机干扰因素。

Δpt=γ0+γD1D2001+γD2D2005+∑Qi=1γpiΔpt－i+∑Ri=0γeiΔEt－i+∑Si=0(φmiΔMt－i+φOPENiOPENt－iΔMt－i)+upt

（8）

其中，Δp衡为物价水平CPI同比增长率，ΔE为间接标价法下人民币对美元汇率季度同比增长率，为待估参数ΔM，D2001、D2005、OPEN和ut含义同模型7。

（二）数据处理

经济开放度是衡量一国经济开放程度的综合性指标，是一国经济冲破完全封闭的状态，与世界进行经济交往的程度。在国际经济学中，对于经济开放度的测度有多种方法。由于就中国而言，虽已形成全方位、多层次的对外开放格局，但中国仍处于对外开放的初级阶段，中国的资本项目仍实行较为严格的管制，国内外资本流动受到限制，国内外资产的替代性较差，并且从规模总量上看，对外贸易仍是中国现阶段对外经济开放的主要形式与内容［7］。因此，本文以贸易依存度（即一国进出口贸易额与该国GDP的比值）来代表我国的经济开放度。

本文选取了1995年第二季度—2010年第三季度的相关季度数据。GDP季度数据、财政支出季度数据和汇率（E）的数据均来自中国经济信息网数据库，M2和CPI的相关数据来自巨灵金融数据库。对数据处理的几点说明如下：首先，由于经济指标的季度序列观测值会带有明显的季度循环变动，这些季节性的变动掩盖了经济发展的客观规律，所以我们在利用季度时间序列进行计量分析之前，对这些时间序列数据用Census X-12法进行处理，剔除序列中的季节变动因素，剩下序列的趋势循环分量，对于循环变动明显的分量进一步用H-P滤波法分离长期趋势。具体的处理如下：由于GDP、财政支出GOV、贸易开放度OPEN（OPEN为贸易依存度，即OPEN=（EX+IM）/GDP，其中进出口数据来自中国经济信息网数据库，由于进出口总额以亿美元为单位，而GDP单位为亿元人民币，因此根据季末汇率将GDP换算成美元后再计算OPEN值。）和货币供给M2受季节因素影响显著，我们采用Census X-12方法先剔除季节因素，进一步检验发现这些序列的循环变动较明显，再进行H-P滤波处理。最后在此基础上计算GDP、GOV和M2的同比增长率，分别记为ΔGDP、ΔGOV和ΔM。对于CPI和汇率E序列，因为没有显示出明显的季节变动，所以暂时不做处理。

由于时间序列数据用于构建回归模型容易产生“伪回归”现象，所以在建模之前我们需要对各序列进行平稳性检验。在此，我们选用ADF单位根检验方法对各序列的平稳性进行检验。从表1 的检验结果可以看出各个增长率序列在10%的置信水平下均为平稳序列，所以利用上述序列进行回归分析能够避免“伪回归”问题。

注：△表示变量的同比增长率，（c，t，n）分别表示检验模型中包括的常数项、时间趋势和滞后项阶数，c、t为0表示不包括常数项、时间趋势。

（三）模型拟合

在滞后阶数的确定上，可以采用AIC赤池信息准则和SC施瓦茨准则联合拟合优度来判断选择。在选择时，AIC值或SC值越小越好，但滞后阶数过多可能导致损失过多的自由度进而影响模型拟合的效果。根据计算结果，两个模型在之后期数为2、3、4阶时拟合优度均在90%以上且差异不大，因此，本文对产出和价格模型均选择滞后阶数为2阶。

1．货币政策的产出效应

货币政策产出模型的回归结果如表2所示，可以看到，调整后的拟合优度R2在99%以上，模型拟合效果理想，根据DW值计算的DW-H值在无自相关区间，从而排除了模型的自相关问题。为了便于考察各变量对产出的联合影响，需要对各变量当期和滞后期系数做联合检验，联合检验的P值显示在表2的括号中。

首先，当期的财政支出对当期产出的影响显著，且所产生的影响为负向。产生这种现象的一种解释是财政支出的“挤出效应”，由于政府当期支出的增加，将削弱私人部门的投资，进而对产出发生反向冲击。财政支出的滞后一期对产出影响仍为负，但是效果不显著，滞后二期的财政支出才对产出产生显著的正向影响。

其次，由表2中货币供应量的系数我们可以看到，当期以及滞后一期的货币供给增长对当期的产出影响不显著，滞后二期的货币供给对产出有正面影响，并且效果显著，这种滞后性与我国货币政策的实际经验相吻合。

注：∑M、Δ GOV、ΔGDP和OPENΔM分别为对应个变量及其滞后期变量估计系数之和，*、**、***分别对应在10%、5%和1%显著性水平下的显著性，括号内为联合检验的P值。

再次，在产出回归方程中，贸易开放度与货币供给的交叉乘积项系数除了滞后两期的外，其它的均不显著，说明经济开放度对中国货币政策产出效应的影响在当季和滞后一季度都得不到经验支持，这可能与我国处于经济转轨时期，政策传导过程中利率、汇率等机制还没有完全通畅有关。但是滞后两期的贸易开放度和货币供给的交叉乘积项对产出水平影响显著为负，说明我国经济的开放削弱了货币政策的产出效应。GDP（-1）和GDP（-2）的联合系数显著为正，说明前两期的产出增长有助于提高以后的消费水平和投资水平，进而增加后期的产出水平。

最后，我们可以看到虚拟变量D2001通过了t检验，说明我国加入WTO确实对我国经济产生了重大影响。在加入世贸组织之前，我国的进出口总额占GDP比重基本趋于稳定，但是在加入世贸组织后，贸易依存度呈现显著的上升趋势，在2006年达到峰值后有所下滑，这与模型中虚拟变量D2005未通过显著性检验的结果相符，说明我国在2005年实施的汇率改革并没有对经济产出产生重大影响。

2．货币政策的价格效应

货币政策的价格效应模型回归结果如表3所示，调整的R2为0.91，根据DW推算的DW-H值在无自相关区间带，说明模型拟合效果良好。

同产出方程一样，我们进一步对价格方程中的各变量当期和滞后期的系数做Wald联合系数检验，检验结果的P值显示于联合系数下的括号中。结合回归结果和Wald检验结果我们可以得出以下结论：

第一，物价水平的前一期对本期影响显著，但是上上个季度的物价水平对当季的影响并不明显，这说明通货膨胀具有一定的持续性，这与我国的实际经验相符。

第二，汇率水平的当期、滞后一期以及滞后二期对价格都有显著的影响。汇率水平对价格的联合影响为负，说明在间接标价法下，本币升值（ΔE减小）反而使得国内物价水平上涨。这种现象表明了我国在后金融危机时期面临的现状：由于人民币的升值预期，国际游资大规模涌入导致短期内产品需求大幅提升，市场无法自动消化过剩的流动性，最终致使国内物价水平上涨，从而陷入人民币对外升值，对内贬值的境地。

第三，货币供给的当期以及滞后一季和滞后二季的货币供给对价格的影响均不够显著。仔细观察，发现上期的货币供给增长和上一季度的货币供给与开放度的交叉乘积项对价格有微弱的影响，这与理论是吻合的。货币供应量的增加对物价水平的提高具有一定的推动作用，但是这种效果并不明显，这可能与货币政策的时滞有关。

经济开放度和货币供给的交叉乘积项在当期对价格的影响较微弱，这种影响的系数为正，说明经济开放度的增加对国内物价水平的提高有一定的推动作用。但是联合影响是显著为正的，说明经济开放度的提高增强了货币政策的价格效应。另外，通过Wald统计量检验经济开放度与货币供给增长及其滞后项的乘积交叉项系数之和是否为零，结果（表3）发现，所有回归方程中均拒绝了交叉项系数之和为零的原假设，系数之和均显著为正值，这也表明货币政策的价格效应会随着经济开放度的提高而增大。

注：∑Δ p、ΔE、ΔM和OPENΔM分别为对应个变量及其滞后期变量估计系数之和。*、**、***分别对应在10%、5%和1%显著性水平下的显著性，括号内为联合检验的P值。

从两个虚拟变量D2001 和D2005的检验中可以看到，加入WTO后对于货币政策的价格效应没有产生显著影响，但是汇率制度的改革对我国货币政策的价格效应产生了显著的负面影响。当期货币供应量增加会造成今后几期价格上涨的压力，尽管经济开放度的提高加强了货币政策的价格效应，但汇率弹性的增强又在一定程度上削弱了价格效应。

四、结论及政策建议

本文以贸易依存度作为度量经济开放程度的指标，根据现实的经济意义和环境变化，将检验时期分为1995年第二季度—2001年和2002年—2010年第三季度两个阶段，同时考虑到2005年汇改的影响，通过修正后的Karras产出和价格模型，运用相关的季度数据检验了整个期间内不同阶段经济开放度对中国货币政策的产出和价格的影响，得到了以下主要结论：

第一，当期以及滞后一期的货币供给增长对当期的产出影响不显著，滞后二期的货币供给才对产出有正面的显著影响，这说明我国货币政策正向地推动了产出增长，但这种影响将伴随着经济开放度的提高而减弱，这一点在2001年入世以后体现得更为明显。而2005年的汇改对产出的影响并不显著。

第二，货币供应量的增加对物价水平的提高具有一定的推动作用，货币供应量和经济开放度的联合影响加强了货币政策的价格效应，但2005年的汇改却削弱了价格效应。

整体上看，开放经济条件对货币政策的效果将发生重大影响。开放经济条件下，货币政策的有效性和独立性都将受到挑战，同时，货币政策的国际传导也日益重要。基于上述结论，本文对货币政策提出以下建议：第一，推进人民币汇率形成的市场化，加大人民币汇率弹性。经济开放度的提高是不可逆转的趋势，为了缓解货币政策价格效应的压力，更好地实现稳定物价的最终目标，必须进一步地完善人民币汇率的市场化形成机制。第二，应确定稳定物价的单一目标。货币政策的产出效应正逐渐随着经济开放度的提高而减弱，因此，在开放经济条件下，中央银行促进产出增加的最终目标的实现在将来可能受到影响，货币政策的最终目标应进一步明确为稳定物价的单一目标。第三，加强货币政策制定的前瞻性和国际协调。本文的分析表明，货币供给要经过半年的滞后期才能带来产出增加，在最终目标不能迅速转为稳定物价的单一目标的情况下，应通过前瞻性的货币政策以促进产出增加。同时，开放经济条件下货币政策的“溢出效应”也要求在制定本国货币政策的同时更多地考虑国际协调，在执行上更注重价格传导机制的实现。

参考文献：

［1］黄武俊．开放经济下中国货币政策效果实证研究［J］．经济评论，2010（4）：109-116.

［2］Romer, D.,Openness and Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of Economics,1993,108(4):869- 903.

［3］Karras, G., Openness and the Effects of Monetary Policy, Journal of International Money and Finance,1999,18(1):13-26.

［4］Karras, G., Openness to Trade and the Potency of Monetary Policy: How Strong is the Relationship?, Open Economies Review,2001,12(1):61-73.

［5］Berument, Hankan and Burak Dogan, Openness and the Effectiveness of Monetary Policy: Empirical Evidence from Turkey, Applied Economics Letters,2003,10:217-221.

［6］Berument, Hankan et al., Openness and the Effectiveness of Monetary Policy: A Cross-country Analysis, International Economic Journal,2007,21(4):577-591.

［7］裴平，熊鹏，朱永利．经济开放程度对中国货币政策有效性的影响：基于1985—2004年交叉数据的分析［J］．世界经济，2006（5）：47-53.

作者：谢海林,楼凤丹,邝健坤

开放经济条件下货币政策论文 篇3：

中国货币政策的分配效应：一个开放经济的视角

摘 要：在一个包含贸易部门与非贸易部门的开放经济NK-DSGE模型中，考察了货币政策的分配效应。研究发现，基准货币政策下，贸易部门积极的技术冲击对于不同类型家庭消费和实际工资具有不同的动态冲击效应，并且引起消费不平等与收入不平等的上升。在此基础上，政策评价的结果显示；（1）最优货币政策倾向于降低消费不平等与收入不平等；（2）严格盯住经济增长的货币政策在最大程度上导致了消费不平等与收入不平等的恶化，盯住名义汇率的货币政策则次之；（3）盯住实际汇率的货币政策对于消费不平等与收入不平等的影响与最优货币政策最为接近。因此，针对最小化货币政策分配效应所引致的不平等，貨币政策应该对实际汇率做出反应。

关键词：贸易部门；非贸易部门；分配效应；消费不平等；收入不平等

一、引言与文献

在货币经济学与宏观经济学领域，一个非常重要的中心议题是货币政策如何传导至实际经济（Real Economy）。现有研究基于多种理论假说与宏观模型提出不同的传导路径，即货币政策的传导机制。近年来，各界人士对于不平等问题的密切关注使得货币政策的分配渠道成为研究者和政策制定者关注的重要话题（Blanchard et al.，2013；[1]Kanbur&Stiglitz，2016；[2]Blanchard&Portugal，2017[3]）。那么，什么是货币政策的分配渠道或者分配效应呢？依据Sterk&Tenreyro（2015）[4]以及Prasad（2014）[5]等的论述，货币政策的分配效应指的是在特定的货币政策机制下，某一外生冲击对于不同经济主体所产生的差异性影响。显然，如果货币政策存在分配效应，那么在某一具体货币政策机制下，外生冲击必然引起不同类型家庭在消费、实际工资收入等方面的显著性差异，继而引发消费不平等与收入不平等等现象的出现。

与不平等之间的密切联系使得货币政策分配效应成为近年的热点话题（Prasad&Zhang，2015）。[6]Doepke et al.（2015）[7]基于美国现实经济状况构建了一个封闭经济新凯恩斯主义动态随机一般均衡（以下简称NK-DSGE）模型，考察了美国货币政策的分配效应。Sterk & Tenreyro（2015）在一个包含耐用品的封闭经济世代交叠（即OLG）模型中考察了货币政策的分配效应。①①需要说明的是，这一研究将货币政策的分配效应称为再分配渠道（Redistribution Channel）。Auclert（2017）[8]分析了货币政策影响消费的传导机制并发现，外生冲击通过货币政策的分配效应影响了消费，进而使得不同经济行为主体的消费呈现明显的动态偏离。这些研究均发现货币政策分配效应的显著存在，不过，其对于货币政策分配效应的考察仍主要集中于分析发达国家的情况，在模型的使用上也主要采用的是封闭经济NK-DSGE模型。鉴于现有研究的不足，Prasad & Zhang（2015）基于部分新兴市场国家的现实构建了一个小型规模开放经济模型，发现新兴市场国家的货币政策同样存在显著的分配效应。不过，这一研究忽略了很多现实元素，如资本品、名义价格刚性以及贸易品部门的非完备性（Imperfection）等，但这些元素对于刻画发展中国家的现实经济状况而言是必不可少的（康立和龚六堂，2014）。[9]

与国外研究者类似，我国研究者对这一领域也进行了较深入地探讨。朱振和王行鹏（2009）[10]基于拉姆齐模型考察了我国货币政策调控的分配效应。陆磊（2010）[11]、闫泽涛和李燃（2017）[12]等基于中国经济体制度特征的视角，考察了货币政策的分配效应。徐明东和陈学斌（2011）[13]以国际收支为工具，实证检验了货币政策的分配效应；陈利锋（2018）[14]基于包含李嘉图家庭与非李嘉图家庭的NK-DSGE模型考察了我国货币政策的分配效应。这些研究主要着力于剖析我国货币政策整体效应上存在的分配效应。另外，仍有部分研究着力于从区域差异的角度考察我国货币政策的分配效应。中国人民银行海口中心支行课题组（2014）[15]建立了一个包含城乡区域差异的NK-DSGE模型，考察了我国货币政策对于城乡差距的影响。张伟进等（2015）[16]在一个包含城乡差距的模型中考察了货币政策对于城乡居民消费的动态影响，进而发现经济周期波动过程中我国货币政策具有显著的消费分配效应。综合以上可以发现，现有研究的结果无一例外的证实，我国的货币政策分配效应显著存在。这些研究为本文提供了经验证据，但是部分研究并未剖析外生冲击如何通过货币政策的分配效应对实际经济产生影响的传导轨迹，而基于城乡差异剖析货币政策分配效应的研究则忽略了我国开放经济以及部门间差异的事实。

基于以往研究的轨迹可以发现，货币政策分配效应显著存在。然而，以往研究在考察货币政策分配效应时，往往基于某一特定的货币政策。这意味着，仍存在三个方面的问题需要进一步探讨：第一，如果货币政策机制发生变化，那么不同货币政策的分配效应对于不平等将产生怎样的影响；第二，在考虑货币政策存在分配效应的背景下，旨在最小化社会福利损失的最优货币政策具有怎样的特征；第三，基于货币政策的分配效应考虑，何种货币政策对于不平等的影响与最优货币政策最为接近。

鉴于现有研究存在的不足，本文构建了一个包含贸易部门与非贸易部门的多部门NK-DSGE模型，并结合这一模型考察了不同货币政策的分配效应及其对于不平等的动态影响。首先基于贸易部门积极的技术冲击的脉冲响应可以发现，在基准货币政策下，这一冲击引起就业于贸易部门与非贸易部门家庭消费与实际工资的差异性变化，这意味着基准货币政策存在明显的分配效应。进一步，考察了基准货币政策机制下消费不平等与收入不平等的动态轨迹。结果表明，基准货币政策的分配效应导致了不平等的恶化。在此基础上，我们考虑了存在分配效应条件下的最优货币政策，并且引入不同的货币政策机制，比较了不同货币政策机制分配效应所引致不平等的动态演化。研究结果显示，考虑分配效应条件下的最优货币政策应该降低不平等。更重要的，对实际汇率做出反应的货币政策对于不平等的动态影响与最优货币政策最为接近。换言之，当考虑货币政策分配效应时，为了缓解不平等，开放经济条件下的货币政策应该对实际汇率做出反应。

二、模型与设定

模型经济中包含了贸易部门与非贸易部门，因而产品依据来源分为贸易品与非贸易品。模型经济中的家庭提供劳动力并分别就业于贸易部门与非贸易部门，两种类型就业的工资存在显著差异，并成为模型经济异质性的重要来源。

（一）消费与价格

（二）动态分析

我们设定贸易品生产部门技术冲击的持续性系数ρaT的取值为0.8，在此基础上，图1给出了贸易品生产部门1个单位标准差积极的技术冲击所带来的动态效应。②②我们选取技术冲击的动态反应作为分析对象的原因在于，最优货币政策规则仅包含技术冲击，因而基于比较的角度考虑，选择技术冲击更为合理。为便于分析，我们集中分析贸易品生产部门技术冲击对于就业于非贸易品部门家庭的消费与实际工资、就业于贸易品生产部门家庭的消费與实际工资、产出、名义利率、贸易品部门通胀、名义汇率及净出口等变量的动态冲击效应。

图1显示，贸易品生产部门技术冲击提高了就业于非贸易品生产部门家庭的消费与实际工资、就业于贸易品生产部门家庭的就业与实际工资。原因在于，贸易品生产部门积极的技术冲击提高了本部门的生产率，进而提高了本部门就业者的名义工资，名义工资的提高增加了就业于贸易品生产部门家庭的消费能力，从而促进了就业于本部门家庭消费的增加。而贸易品生产部门技术进步尽管对于非贸易生产部门并不存在直接作用，但是通过劳动力的流动等渠道促进了非贸易品生产部门工资的上升，进而也推动了就业于非贸易品生产部门家庭消费的增加。这一发现与以往研究如Liu & Phaneuf（2013）[29]、Basu et al.（2013）[30]是一致的。后者在多部门经济中考虑了不同部门技术冲击带来的动态效应，研究结果均发现某一部门特定技术冲击对于其他部门存在“外溢性”。图1还显示，贸易品生产部门技术冲击引起了总产出、净出口的增加以及名义利率、贸易品生产部门通胀以及名义汇率的下降。这与现有的研究如Gal1′ & Monacelli（2016）、Prasad & Zhang（2015）是一致的。

图1中，更应引起我们关注的是，在基准货币政策下，贸易品生产部门技术冲击对就业于贸易品生产部门与非贸易品生产部门家庭的消费与实际工资具有不同的影响。具体表现为，相对于非贸易品生产部门而言，贸易品生产部门技术冲击引起就业于本部门家庭的消费与实际工资更大幅度地上升。换言之，在基准货币政策机制下，贸易品生产部门积极的技术冲击引起了家庭在消费与工资收入上的差异，进而使得就业于贸易品生产部门的家庭具有更高的消费和实际工资，而就业于非贸易品生产部门的家庭则具有相对较低的消费和实际工资。

方程（25）（26）构成了本文度量不平等的两个指标。基于上式的设定，图2给出了贸易品部门积极的技术冲击对于消费不平等与收入不平等的动态冲击效应。通过观测消费不平等与收入不平等的动态变化轨迹，可以更为全面地反映基准货币政策机制下外生冲击对于两类家庭产生的不同影响。

显然，贸易品部门积极的技术冲击引起了消费不平等与收入不平等的上升。首先，基于图1可以发现，贸易品部门积极的技术冲击引起了两类家庭消费的增加，不过，就业于贸易品部门家庭的消费增加的幅度大于就业于非贸易品部门家庭的消费。因此，在这一冲击下，消费不平等呈现出上升的趋势。类似的，在贸易品部门积极的技术冲击下，贸易品部门与非贸易品部门就业者所获得的工资均呈现上升趋势（具体可见图1），但是贸易品部门就业者工资增长的幅度大于非贸易品部门。因此，在这一冲击下，以就业收入之比度量的收入不平等呈现上升趋势。基于以上分析，我们可以认为，在基准货币政策机制下，贸易品部门积极的技术冲击对于不平等具有显著的冲击效应，进而导致了不平等状况的恶化。

四、政策评价

本部分首先求解包含贸易品生产部门与非贸易品生产部门的开放经济中最优货币政策，然后引入几类现有研究中常见的货币政策。通过比较不同货币政策机制对于不平等的动态影响，进而更好地总结我国货币政策的分配效应。

（二）其他货币政策

基于基准货币政策机制下贸易品部门技术冲击的动态效应可以发现，相同的外生冲击对于贸易品生产部门与非贸易品生产部门产生了不同的冲击，并且加剧了不平等状况的恶化。但仍存在的一个问题是，如果货币政策当局执行的是其他货币政策，又会对不平等产生怎样的影响呢？更重要的，如果相比基准货币政策而言，相同的外生冲击对于宏观经济以及不平等产生了不同的影响，那么这将意味着货币政策具有分配效应：在相同的外生冲击下，仅仅由于货币政策机制的差异引起了两类家庭消费与实际工资的差异，进而引起不平等的动态差异。基于这一思路，结合以往研究，我们分别引入货币政策机制：名义汇率管理（Nominal Exchange Rate Management）与实际汇率管理。

第一类货币政策机制为名义汇率管理，即中央银行将名义汇率引入基准货币政策，进而依据名义汇率的变化及时调整货币政策。Lubik & Schorfheide（2007）[33]、Liu & Spiegel（2015）[34]等发现，对于大多数发展中国家而言，名义汇率是货币政策考虑的重要目标。黄志刚和郭桂霞（2016）在拟合我国货币政策时，同样使用了盯住名义汇率的货币政策机制。具体的，本文将这一货币政策表述为如下形式：

第二类货币政策机制为实际汇率管理（Real Exchange Rate Management）。与第一种货币政策类似，在这类货币政策机制下，中央银行将实际汇率作为调整名义利率的重要依据。Frommel et al.（2011）[35]、Aizenman & Hutchison（2011）[36]以及Burstein & Gopinath（2014）[37]等指出，新兴市场国家（Emerging Market Economies）在货币政策中往往倾向于使用实际汇率。具体的，第二类货币政策机制可以表述为如下形式：①①尽管名义汇率与实际汇率之间的差异仅在于物价水平，但是这并不意味着方程（28）（29）是相同的货币政策。原因在于，名义价格刚性的存在，使得两类货币政策机制下外生冲击的效应存在显著的差异。

在这一情形中，货币政策调整的目标是使得产出接近潜在产出（也即本文的稳态产出）。当然，式（30）代表了一种极端情况，现实中可能并不存在这种情形。不过，式（30）可以反映对增长极端重视的情况。以往研究对货币政策参数进行了估计。黄志刚和郭桂霞（2016）的估计结果显示，名义利率对名义汇率的反应系数rε取值为0.925；而Burstein & Gopinath（2014）估计的结果则表明，名义利率对实际汇率的反应系数re取值约为0.13。在此基础上，图3给出了不同货币政策机制下贸易品部门积极的技术冲击对于不平等的动态冲击效应。

显然，在最优货币政策机制下，消费不平等与收入不平等均呈现下降趋势。这意味着，如果基于社会福利损失的角度考虑，政府应该着力于降低消费不平等与收入不平等。与基准货币政策相同，其他三类货币政策机制下，贸易品部门积极的技术冲击会引起消费不平等与收入不平等的上升，并且不同货币政策机制下贸易品部门积极的技术冲击对于不平等的影响存在显著的差异，这意味着：我国货币政策具有显著的分配效应，并且不同货币政策的分配效应具有显著性差异。更重要的，相比基准货币政策，其他三类货币政策机制下不平等的动态变化轨迹具有如下特征：（1）严格盯住产出增长的货币政策下，贸易品生产部门积极的技术冲击引起不平等最大幅度地上升。这意味着，这一货币政策机制对于不平等的恶化具有最大的作用；（2）对名义汇率做出反应的货币政策机制下，贸易品生产部门积极的技术冲击对于消费不平等与收入不平等的动态效应小于基准货币政策；（3）对实际汇率做出反应的货币政策机制下，贸易品生产部门积极的技术冲击对于消费不平等与收入不平等的动态效应小于基准货币政策对名义汇率做出反应的货币政策。

基于不同货币政策机制下不平等的动态反应可以发现，在相同的外生冲击下，仅仅由于货币政策的不同而引起了不平等的动态演化轨迹的差异。这意味着，货币政策具有分配效应，进而使得在贸易品部门与非贸易品部门就业的家庭在消费和收入上存在显著的差异。货币政策的分配效应使得不同的货币政策对于消费不平等与收入不平等具有不同的动态影响，因此，基于不平等的角度考虑，货币政策当局在制定货币政策时需要考虑分配效应带来的影响。

基于图3，严格盯住产出增长的货币政策下，贸易品部门积极的技术冲击引起消费不平等与收入不平等最大程度的恶化。这意味着，在现实货币政策操作过程中，严格盯住产出增长的货币政策是不可取的，因为其可能导致不平等现象的严重恶化。同时，相对于基准货币政策机制而言，对汇率（名义汇率抑或实际汇率）做出反应的货币政策（即本文政策1和政策2）下，贸易品部门积极的技术冲击所引致的不平等上升趋势的幅度相对较小。这意味着，基于货币政策的分配效应考虑，在开放经济的背景下，货币政策应该对汇率做出反应。

最后，基于图3还可以发现，在对实际汇率做出反应的实际汇率管理政策（即政策2）下，尽管贸易品生产部门积极的技术沖击引起了消费不平等与收入不平等的上升，但是其所引致的不平等恶化的程度相对较低。更重要的，在本文考察的货币政策机制中，其对于不平等的动态影响与最优货币政策最为接近。因此，考虑最小化货币政策分配效应所引致的不平等，货币政策应该对实际汇率做出反应。

五、结论与展望

在一个包含贸易品部门与非贸易品部门的开放经济新凯恩斯主义动态随机一般均衡模型中，本文考察了货币政策的分配效应。首先，在基准货币政策框架下，贸易品生产部门积极的技术冲击引起就业于贸易品生产部门家庭消费和实际工资更大幅度的上升，这意味着在基准货币政策下这一外生冲击使得家庭之间在消费和劳动收入上产生差异。贸易品生产部门技术冲击下消费不平等与收入不平等的动态反应证实了这一论断：在这一冲击下，消费不平等与收入不平等均呈现上升趋势。换言之，基准货币政策机制的分配效应导致不平等的恶化。

本文进一步考察了不同政策机制对于不平等的动态影响。研究结果表明，不同货币政策的分配效应具有显著性差异，具体表现为：第一，相对于不考虑汇率因素的货币政策而言，考虑名义汇率或实际汇率的货币政策下，消费不平等与收入不平等恶化的程度均相对较小；第二，相对而言，仅盯住产出增长的货币政策在最大程度上恶化了不平等，因此，这一政策并不可取；第三，最优货币政策下，消费不平等与收入不平等表现出下降趋势。这意味着，基于社会福利损失最小化的角度考虑，货币政策当局应该降低货币政策分配效应引致的不平等；第四，在本文考察的货币政策中，盯住实际汇率的货币政策对于不平等的动态效应与最优货币政策最为接近。这意味着，在操作层面，为了缓解不平等进而降低社会福利损失，在开放经济背景下，货币政策应该对实际汇率做出反应。

尽管在开放经济背景下考察了货币政策分配效应引致的不平等，但本文仍存在一些可以改进的地方：（1）尽管引入了贸易品生产部门与非贸易品生产部门，但本文并未刻画开放经济中劳动力在这两类部门之间流动的过程。因此，一个可行的拓展是采用搜寻与匹配方法，在本文的模型中引入劳动力在贸易品生产部门与非贸易品生产部门流动的动态过程，进而考察不同货币政策机制的分配效应。关于这一方面的研究可以参考Zhang（2013）[38]等。（2）与现有大多数开放经济NK-DSGE模型相同，本文在建模过程中设定劳动力市场是出清的，并且不存在任何摩擦。显然，这一设定与我国的现实可能存在一定的差距。因此，一个可行的拓展是在本文的模型中加入劳动力市场不完备性，并引入失业。关于这一方面的研究可以参考Christiano et al.（2011）[39]以及Christiano et al.（2015）[40]等。（3）现实经济发展过程中，存在多种引致不平等的因素，如技能差异、身体健康状况等，而本文仅考虑了部门差异引致的不平等。因此，另一个可行的拓展是在本文模型框架中考虑其他因素，并考察货币政策分配效应引致的不平等。关于这一方面的研究可以参考Ahn et al.（2017）[41]等。

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作者：陈利锋 雷盼盼