美国不同汇率制度下的货币的和产出，本文主要内容关键词为：美国论文,汇率论文,货币论文,制度论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
李立平 译
（原载《国际货币与金融》1994年12月号）
经济学理论表明，货币对产出的影响取决于汇率制度。本篇论文分别对美国固定汇率制和灵活汇率制下货币和产出的关系进行了考察，采用了约翰逊的最大似然估计法来检验在1959—71和1973—90这两个时期，由货币、利率、物价、贸易差额和产出组成的系统的共合性（在第二时期把汇率期间货币在解释产出的预测误差的变动中所起的更大的作用，货币和汇率说明了贸易差额和汇率变异的绝大部分原因。这表明：对汇率和贸易差额的影响也是货币政策传导机制的重要组成部分。由宏观经济学理论分析可见在不同汇率制下货币和产出的关系是不同的。在资本可以流动的固定汇率制下，国内货币政策的效果可能因抵销储备流动而弱化。而在灵活汇率制下，货币供给的变化可导致汇率和贸易差额的变化，这些变化，至少在有效期内，加强了对产出的影响。但是，货币产出关系的经验分析往往没有明确地把汇率制度因素加以考虑。
本篇论文考察了美国在固定汇率制（1959 —71 ）和灵活汇率制（1973—90）下，货币、价格、贸易差额、产出和利率诸因素的联系。在后一期间，汇率因素被加入系统。利用约翰逊的最大似然法来检验共合体，检验不同汇率制度下变量间均衡关系的存在。然后我们比较两个期间预测误差的变异分解。分别固定汇率和灵活汇率来进行研究得到了一些有趣的结果。首先，共合体检验表明汇率和贸易差额与其他变量是共合的，说明国内和国外的变量间存在一种长期的均衡关系。第二，变异分解显示，在灵活汇率年份，产出预测误差的大部分变化起因于货币的变化，而这两个期间利率变化的影响则非常轻微。最后，货币和利率是引起汇率和贸易差额变动的主要原因，而汇率对其他变量变动的影响则几乎没有。第一部分对开放经济中，固定和灵活汇率制下的货币政策进行简要的理论探讨。第二部分对数据的时间数列特征进行检验。第三部分提出共合的向量存在的检验结果及对关系的限制。第四部分报告变异分解的结果。第五部分总结我们的发现。
一、理论的讨论
在孟德尔—弗莱明模型中，开放经济中汇率制度的性质影响着稳定政策的效果。例如，在固定汇率和资本自由流动的情况下，扩张的货币政策对产出的作用效果是有限的，因为由此而引起的国际收支逆差迫使货币当局动用外汇储备资产来稳定汇率。结果，基础货币收缩，减弱了对产出的潜在作用效果。然而在灵活汇率制下，货币当局又取得了对货币供给的控制，货币供应量增加就会刺激国内支出。而且，因此引起的货币贬值通过贸易商品价格的改变而改善贸易差额，进而增加了产出。可见，货币政策在灵活汇率制度下对改变产出会更有效。
在实际中，两种制度的区别可能不那么明显。在固定汇率制下，如果货币当局不动用储备，货币政策对产生的作用效果就会更强一些。而且，作为一个储备货币国家，如美国，如果外国中央银行愿意持有美元为面值的资产作为储备，美国的货币政策制定者仍然可以固定汇率制度下控制货币供给。另一方面，在灵活汇率制下，中央银行的干预也可以恢复国家收支和货币供给间的联系。不动用储备及以外汇市场的干预，缩小了布雷顿森林体系年代和近年来有管理的浮动汇率时期的差别。货币供给的变化对后一时期的汇率的影响，通过汇率对可贸易商品产出的影响提供了又一条货币政策传导渠道。最近的经验研究表明，美国的贸易差额对政策变化越来越敏感了，而且出口部分现在已经是美国产出的一个重要组成部分，出口的份额在近30年中翻了一倍还要多。贸易商品对货币政策的反应因此而成为灵活汇率制下货币政策传导过程的重要部分。
政策传导过程的这种变化可以解释美国不同时期货币—产出关系研究中出现的一些反常现象。如，斯托克和沃森（1989）的报告中说，当把1980—85的数据加到1960—79的数据后面，货币供应量M[,1]解释工业生产增长的信服力增加了。阿特索格卢和达科夫斯基（1992）估计了几个时期的变量，包括1947—69和1970—88提出的报告，M[,2]能解释在后一段时期实际GNP预测误差变动的很大一部分原因。另一方面， 弗里德曼和库特纳（1992）把80年代的数据加在更早些时的数据之上，发现各种货币总合量和GNP的关系弱化了。而贝克蒂和莫里斯（1992 ）指出：这个结果对样本时期的选择及变量中所用滞后的数目敏感。这些结果的一种解释就是：它们（部分地）反映了不同汇率制度下的货币政策传导过程的差别。货币—产出关系的变化可归因于货币政策对汇率和贸易额的影响。把实施固定汇率和浮动汇率的不同阶段放在一起详细地比较，在变量中包括贸易差额和汇率，会有助于把货币—产出关系对不同汇率制的敏感性阐述得更加清晰明了。
Ⅱ 数据的时间数列特征
经验分析利用美国每个月的数据，样本时期为1959.1—71.7 和1973.4—90.12，分别对应于固定汇率和浮动汇率制实施时期。第一期间的开始是以可取得数据资料为依据，该期间止于1971年8 月布雷顿森林体系崩溃的前夕；第二个期间从主要工业国家接受浮动汇率时开始。干预时期从我们的样本中排除，因为这一时期的主要特点是进行多次不成功的，重建稳定的平价体系的努力。为衡量真实产出（y ）我们使用了工业生产指数，并用消费物价指数作为物价水平（P）。 分析中所用的货币总量（m）为M[,2]，利率（i）为三个月国库券利率。贸易差额（b ）是商品出口和以CIF计价的商品进出口的差额。 后一期间使用了联邦储备委员会公布的加权美元币值指标（e）。所有数据都没有按季节调整。 除了利率和贸易差额外，其它数据都被转化为对数形式。因为共合分析就是要对组成的各个变量的表现进行分析，这些变量必须经过差分从而得到一个平稳的表达式。数据首先被检验是否在各个水平上是平稳的或具有随机的趋势。表1给出了用扩大的Dickey--Fuller（ADF）检验不同水平上变量及其一级差分的结果。公式用一种稳定的线性关系来估计，并用每月的虚拟变量来修正确定性的季节性因素的影响。
表1 不同水平上的单根的检验
变量 1959—71
1973—90
滞后
ADF 滞后
ADF
m 4
-2.90 100.64
y 0
-0.54 1
-2.51
P 20.60 2
-0.90
r 1
-3.57*12
-1.36
b 2
-2.42 2
-2.05
e -- 1
-0.88
差分的单根检验
变量1959—71
1973—90
滞后 ADF 滞后
ADF
m 6 -3.15** 2
-5.91**
y 0 -9.77** 1
-8.50**
P 1 -6.49**6/1-2.50/-4.94**
r 0 -6.40**12
-3.69**
b 1 -15.58**1
-14.96**
e -
- 0
-9.46**
注：ADF 检验中因贸易滞后的长度是根据滞后的因变量的显著性选择的；“*”表示下列的显著水平：*5%；**1%。见Mackinnon （1991）检验统计分布。
在ADF估计方程中因变量的滞后数值根据坎贝尔和佩龙（1991 ）所提供的准则选取。公式是始初地用因变量的六个滞后值来估计的，如果所包括的最后的一个滞后值是显著的，那么滞后值的数目保持六个。如果最后一个滞后值是不显著的，那么滞后值的数目就减少一个，公式重新估测，检验第五年滞后值。这个过程不断地进行直到发现一个显著的滞后值。如果找不到显著的滞后值，检验就成为Dickey—Fuller检验。不过，在某些情况下，Q 统计量指明了“在残差中不存在自相关”可以给予否定。所以，要增加另外的滞后值，直到Q 统计量不再拒绝”自相关不存在”或已使用了第12个滞后值。对不同水平上的单根进行检验可看到：一个单根的存在不能被不同水平上的任何变量拒绝，除了前一期间的利率，它的置信水平是5%而不是1%。对第二个单根的存在进行检验，却看到：这个假设可以被所有变量拒绝（除了后一期间的价格水平）。然而，这个结果对滞后的因变量的数目十分敏感，如果ADF 公式用一个滞后值而不用六个来重新估测，第二个单根的存在就可在1 %的置信水平予以拒绝。因此，我们得出结论：（在第一期间把可能例外的利率因素除去）各种变量是一体化为一阶的。
Ⅲ 共合的检验
如果存在的各种变量的线性结合是稳定的，那么各种变量的向量的一阶一体化就被认为是共合的。这些变量具有长期、均衡的关系，并通过误差纠正来避免变量偏离得太远。约翰逊通过误差纠正来避免变量偏离得太远。约翰逊（1988）和约翰逊与朱赛利斯（1990）运用最大似然法来估测共合的向量矩阵来对共合的阶数进行检验，也用于对共合的向量上的限制条件进行检验。看一看Z[,1]的误差纠正的表示法：
对固定汇率期间我们估算了包括货币、产出、物价、利率和贸易差额五个变量组成的变量组。在灵活汇率期间则加上了汇率。约翰逊程序的检验统计量已显示对滞后长度的选择是敏感的。所以用两种方法来选择滞后阶数。首先，模型估计用从1—12的一阶差分的变量滞后长度， 用艾凯基信息准则（AIC）计算每组变量。对两个期间在12 个差分变量（K＝13）的滞后长度这个准则是最小化的。第二， 为了提供一个更简短适用的滞后阶数，该模型先用一个滞后值和检查数列相关的残差来估算，其他的滞后值不断加入直到“自相关不存在”对所有的方程都不被拒绝。这种方法得出了第一期间K＝5，第二期间K＝7的滞后阶数。由于1973—90这一期间是以金融创新的信贷控制为特点的，几组虚拟变量被加入到变量组VARs中来。第一级虚拟变量对应于1980年三、四、五月份的信贷控制时期。接下来的一组表示国内开始使用NOW 帐户后大银行从贴现窗口借款的费用增加及1981年5月贴现率提高， 最后一组对应于从1983年1月开始货币市场存款帐户的出现。
约翰逊（1992）提出用一种序列的程序来对共合向量的数量和线性趋势的存在两者进行检验。表2 列出了两个时期用两个不同的滞后值长度得出的最大特征和跟踪检验统计值。决定共合性向量个数的程序从表的最底端开始，是在假设为“没有共合性相关的向量、不存在线性趋势H[+][,o]下的情况。如果这个假设被拒绝，那么就检验“没有共合性向量和存在线性趋势”的假设H[,o]。检验的程序继续对每个H[+][,r]和H[,r]进行下去直到发现假设不再被拒绝。
检验统计值表明：“变量间没有共合性”的假设在两个时期都被以1%的置信水平所拒绝。在1957—71这段时间， 使用两种滞后值结构的最大特征值检验和用更短的滞后值长度所做的跟踪统计结果中显示三个共合的向量的存在，但用13个滞后值所作的跟踪统计却发现不只三个向量。这个结果可能是由于选用了较长的滞后值变量而导致过度参数化。对第二个时期用两个滞后值长度所作的跟踪检验也证明了有三个共合的向量。但最大特征值检验没有得出决定性的结果。用简短的滞后值构成，我们发现在10%的置信水平上有三个共合的向量，置信水平为5 %时只有两个共合的向量。如果用长一些的滞后构成，在10%的置信水平上有两个向量，在5%的置信水平上有一个共合的向量。 尽管结果是不确定的，为了下面检验的目的，我们定义变量组有三个共合的向量。
表2 对共合性检验
注：临界值见Osterwald-Lenum（1992） “*”代表如下置信水平：* 5%； ** 1%。
一旦共合的向量的存在已经确立，关于β和α矩阵的元素的假设就可以被检验了。对前者要检验的假设是某一个变量不属于共合的向量。用两个滞后长度的检验结果见表3。结果表明：在两个时期， 每一个变量都能以1%的置信水平拒绝零假设。 这说明：所有的变量都被包括在长期的均衡关系中。
表3 共合的向量中不存在某些变量的检验
变量 1959—71
k=13k=5
m 27.28 38.63
(0.00) (0.00)
y 22.74 31.61
(0.00)(0.00)
P 19.28 28.13
(0.00)(0.00)
r 21.56 15.24
(0.01)(0.00)
b 26.93 17.09
(0.00)(0.00)
变量 1973—90
k=13k=7
m 27.12
25.38
(0.00) (0.00)
y 30.18
26.84
(0.00) (0.00)
P 23.39
22.17
(0.00) (0.00)
r 11.24
14.32
(0.01) (0.00)
b 30.05
15.04
(0.00) (0.00)
e 31.42
10.73
(0.00) (0.00)
注：检验统计值服从X[2]平方分布，括号内是概率值。
微弱外生性的检验采用对α的限制检验的形式，即衡量变量从均衡关系中偏离的反应。表4列出了对两个时期检验的结果， 表明弱外生性的假设可以被几乎所有变量拒绝，但弱外生性不能被第一时期中的利率和第二时期中使用较短滞后值变量的汇率所拒绝。如果用较长的滞后值结构，这两个变量就能在5%的置信水平上拒绝有弱外生性。 货币的弱外生性在第一期间能被拒绝，而用较长的滞后值变量就显示出货币在灵活汇率年份里可能是具有弱外生性的。这样就有了一些证据来支持1957—71期间利率的弱外生性和1973—90期间货币和汇率的弱外生性。
表4 弱外生性检验
变量 1959—71
k=13 k=5
m11.36
28.86
(0.01) (0.00)
y11.45
31.67
(0.01) (0.00)
P16.34
36.87
(0.00) (0.00)
r 8.025.77
(0.05) (0.12)
b26.208.36
(0.00) (0.04)
变量 1973—90
k=13 k=7
m 7.4222.88
(0.06) (0.00)
y23.5427.42
(0.00) (0.00)
P13.588.17
(0.00) (0.04)
r24.5023.84
(0.00) (0.00)
b20.7713.94
(0.00) (0.00)
e 8.03 0.72
(0.05) (0.87)
注：检验统计值服从X的平方分布，括号内是概率值。
其他的一些研究也使用了约翰逊的方法来考察汇率、货币和其他变量间长期均衡关系的存在。麦克诺恩和华莱士（1992）的报告中就提供了证据，证明1973—88年间美国的汇率、真实的M[,2]、GNP 和利率之间共合的关系的存在。贝利和彼切尼诺（1991）利用汇率决定的货币主义学派模型进行检验，并没有发现美国和英国的名义汇率、货币供给和实际收入之间存在共合性的证据。面加特查巴尔和雷古莱兹（1992）却发现在美国和好几个其他国家中，汇率、实际产出、货币供给和利率、通货膨胀率之间存在着共合的向量。与此相类似，麦克唐纳和泰勒（1993）也发现美国和德国的汇率和收入、货币供给、利率是共合的。
Ⅳ 方差分解
另一个可证明我们所讨论的变量间的关系的是方差分解，这种方法衡量某一变量的预测误差的方差中，有多大比例是由于变量本身的创新所引起的，有多大比例是由于其他变量引起的。由于变量们是共合的，因此要对VECMs进行估测， 也就是说：用包括所有水平上变量的滞后值的一阶差分对公式估测。VECMs被用12个由AIC准则决定的滞后的一阶差分后的变量来估计。在估测方差分解中，误差利用乔斯基分解而互不相关。这要求特定的变量顺序，因而变量间任何同时发生的相关把一个变量安排在另一个变量的前面。所用最初的顺序包括：货币利率、汇率（在第二期间）、贸易差额、产出和物价。货币和利率被排在前面，因为它们是政策变量。表5显示了两个时期预测误差的方差分解的结果。 在多恩和利特曼（1990）的报告中也写到了通过蒙特卡罗模拟用1000次抽取计算出来的标准误差。
表5 对固定和灵活汇率时期的方差分解
对变量的效应 变异的来源
(按两个时期分) m i
e
byP
m(1959—71) 11.737.0 - 11.0 13.8 26.5
(9.0)
(13.7) (7.0)(3.1)
(11.1)
m(1973—90) 41.922.52.6 3.1 3.5 26.3
(12.4) (11.1) (5.0)
(4.3)
(5.8)
(11.5)
i(1959—71) 15.329.2 - 24.514.0 17.0
(15.4)
(9.7) (6.9)
(7.2)
(7.1)(11.9)
i(1973—90) 36.622.5 4.7 8.7 5.2 22.3
(15.4)
(9.7)
(6.9)(7.2)
(7.1)
(11.9)
e(1959—71)-
-
--
--
e(1973—90) 32.924.311.0
4.3 2.4 25.0
(9.9) (10.3) (9.4)
(5.7)
(6.4)
b(1959—71) 16.516.9 -
41.215.0 10.3
(15.8) (10.4) (10.3) (5.8)
(5.8)
(11.8)
b(1973—90) 19.928.210.3 20.8 4.1 16.7
(15.8) (10.4) (10.3) (5.8)
(5.8)
(11.8)
y(1959—71)
6.623.6 -11.125.6 33.0
(7.4) (11.0) (6.4)
(8.7)
(10.9)
y(1973—90) 40.321.6 3.8
7.4 9.4 17.5
(13.5)
(8.7)
(6.8) (6.5)
(7.3)
(10.4)
P(1959—71)
7.1 4.9 -11.135.6 41.2
(9.3)
(9.1) (7.7)
(12.0) (12.8)
P(1973—90) 37.8 9.6 5.8 11.3 8.4 27.1
(17.3) (10.0)
(8.3) 9.1)
(9.1)
(13.6)
注：方差分解显示了由于列的顶端的变量在所指明的期间对每行变量的五年预测误差的百分比。变量顺序为：m、i、e、b、y、P，见文中顺序的讨论。括号内是标准差的估计值。
因为方差分解对所采用的顺序敏感，我们选用了许多不同的顺序以检验结果的稳健性，（见表6）包括原来的顺序（顺序Ⅰ）， 将货币和利率位置调换后的顺序（Ⅱ）；类似于西姆斯（1980）所采用的顺序，即：利率、货币、物价、产出，我们在最后插入贸易差额和汇率（顺序Ⅲ）；与实际的经济周期相一致的顺序：产出贸易差额、利率、汇率、物价和货币（顺序Ⅳ）。对于不同顺序的选择，结果都是相当稳健的。而且方差分解对滞后值的选择不敏感。我们也选用了六个滞后值的VECMs和比原来的VECMs超前或落后一个月的滞后值做进一步的稳健性的检验。虽然试验的规模大小有些不同，但结果与表5所列是类似的。
表6不同顺序的方差分解
对变量的效应
1959—71
(按顺序划分) 变异的来源
m
i
b
y
P
m(Ⅰ) 11.737.011.013.826.5
m(Ⅱ) 12.536.311.013.826.5
m(Ⅲ) 12.536.310.313.627.4
m(Ⅳ) 18.238.710.811.720.5
i(Ⅰ) 15.329.224.514.017.0
i(Ⅱ) 15.928.624.514.017.0
i(Ⅲ) 15.928.620.313.821.4
i(Ⅳ) 19.237.215.915.212.4
b(Ⅰ) 16.516.941.215.010.3
b(Ⅱ) 16.716.841.215.010.3
b(Ⅲ) 16.716.839.415.012.2
b(Ⅳ) 18.617.639.116.7 8.2
y(Ⅰ) 6.623.611.125.633.0
y(Ⅱ) 7.023.311.125.633.0
y(Ⅲ) 7.023.311.225.433.2
y(Ⅳ) 11.126.410.623.328.6
P(Ⅰ) 7.1 4.911.135.641.2
P(Ⅱ) 7.2 4.811.135.641.2
P(Ⅲ) 7.2 4.813.735.638.7
P(Ⅳ) 4.4 6.010.336.143.2
对变量的效应
1959—71
(按顺序划分) 变异的来源
m
i
e b y P
m(Ⅰ)41.922.5 2.63.13.5
26.3
m(Ⅱ)42.322.2 2.63.13.5
26.3
m(Ⅲ)42.322.2 3.43.225.8
m(Ⅳ)42.520.8 4.63.26.6
2.2
i(Ⅰ)36.622.5 4.78.75.2
22.3
i(Ⅱ)40.119.0 4.78.75.2
22.3
i(Ⅲ)40.017.3 9.75.110.6 17.3
i(Ⅳ)32.924.3 11.0
4.32.4
25.0
e(Ⅰ)32.924.3 11.0
4.32.4
25.0
e(Ⅱ)37.320.0 11.0
4.32.4
25.0
e(Ⅲ)37.320.0 11.4
4.13.1
24.2
e(Ⅳ)39.617.4 12.8
2.77.8
19.7
b(Ⅰ)19.928.2 10.3
20.8
4.1
16.7
b(Ⅱ)24.123.9 10.3
20.8
4.1
16.7
b(Ⅲ)24.123.9 12.3
17.9
4.1
17.7
b(Ⅳ)30.025.1 9.818.7
2.8
13.5
y(Ⅰ)40.321.6 3.87.49.4
17.5
y(Ⅱ)44.117.8 3.87.49.4
17.5
y(Ⅲ)44.117.8 5.16.910.0 16.1
y(Ⅳ)43.315.3 7.54.416.5 13.1
P(Ⅰ)37.8 9.6 5.811.3
8.4
27.1
P(Ⅱ)39.0 8.4 5.811.3
8.4
27.1
P(Ⅲ)39.0 8.4 9.010.0
8.7
24.9
P(Ⅳ)37.4 9.6 12.4
5.813.1 21.8
注： 方差分解显示了由于列的顶端的度量在指明的期间对每行度量的五年预测误差的百分比。变量的顺序是：
顺序Ⅰ：m、i、e、b、y、P顺序Ⅱ：i、m、e、b、y、P
顺序Ⅲ：i、m、P、y、b、e顺序Ⅳ：y、b、i、e、P、m
对表5所列的两个时期的结果进行对比， 我们发现：产出变动起因于货币的比重大大增加。货币的创新在第一期间说明了7 %的产出的变动，而第二期间为40%。利率的比重在两个期间大致相同，分别为24%和22%。如果利率的变化反映了货币政策，那么货币和利率的联合作用效果也是很重要的。这两个变量创新的总效应（对产出）从第一期间的30%增加到第二期间的62%。这些结果与在灵活汇率制下货币政策对产出可能有更大的效应是吻合的。从方差分解中可见：货币创新和利率解释了贸易差额变化的很大一部分原因，他们一起造成贸易差额在第一期间33%的变化和灵活汇率制时期48%的变化，而且，57%的汇率变动是由于在后一期间货币和利率的变化造成的。这说明：货币政策确实通过贸易差额影响产出，在灵活汇率制年份中这种效应更显著，这个结果与美国随着贸易增长、资本市场变得更加一体化从而美国经济越来越国际化的趋势相吻合。
虽然经验数据的证据与固定和灵活汇率制下货币—产出关系的理论上预测是一致的，美国联储操作程序的变化也产生了一定的效应，早期联储以利率作政策目标。从1979—82年，联储宣布将把重点更多地放在以货币供应的目标上，1982年以后（直到最近），宣布把利率和货币总合量同时作为目标。我们感兴趣地注意到：上面所作的检验中，某些结果证明在第一期间利率具有弱外生性，在第二期间中货币具有弱外生性。不过，使用两个滞后值长度时结果就不是这样了，因此这个结论是不能作为最后定论的。
方差分解的结果与货币供应被越来越多地作为政策目标的事实相一致，在第一期间货币88%的变化是由于其他变量引起的，而在第二期间这个比例下降为58%。在第一期间利率引起的货币变动为37%，第二期间为23%。另一方面，利率的变动在第一期间15%是货币引起的，第二期间为37%。这说明：在第一期间，货币对作为政策目标的利率反应比较强烈；而在第二期间，利率对作为政策目标的货币反应比较强烈。从汇率的方差分解中看到：所有变量都对汇率的变动产生影响，而汇率本身影响仅占11%。从构造预测汇率的结构汇率模型的难度来看，我们可能以为汇率由于它本身的原因而造成的变动比例很大。但实际上，汇率预测误差变动的很多原因是来自于货币和利率。汇率也只说明了其他变量变动很小的一部分原因。
为了验证是否使用M[,2]和国库券利率比使用其他的货币和利率衡量指标对检验结果更有利，以联邦资金日拆利率代表利率，以M[,1]和基础货币作为货币总合量对VECMs进行估测，表7列出VECMs 使用资金日拆利率和M[,2]进行方差分解的结果。表8中，使用M[,1]和使用国库券利率，表9中货币基础使用联邦资金日拆利率。
表7 方差分解：M[,2]和联邦资金日拆利率
对变量的效应 变异的来源
(按两个时期分) m
i e b
y P
m(1959—71)
5.748.6 - 9.012.4
24.4
(7.0) (16.3) (7.5) (18.3) (11.9)
m(1973—90) 27.024.65.2
4.0 8.131.1
(10.1) (11.8) (6.2) (4.6)
(5.9) (12.8)
i(1959—71) 5.5 44.3 -16.311.0
(6.0)
(14.6) (9.4) (8.2) (10.5)
i(1973—90) 24.725.55.1
5.6 11.6
27.5
(12.8)(8.1) (7.7) (6.2)
(7.6) (12.7)
e(1959—71)
-- - -
- -
e(1973—90) 17.2 14.1
18.95.2 9.7
34.9
(11.3)(7.6) (12.7) (6.2)
(7.4) (10.5)
b(1959—71) 10.0 33.5 -31.113.3
12.2
(7.8) (9.8) (12.7) (8.2)
(6.1) (7.2)
b(1973—90) 21.0 16.0
14.0
23.9 3.9
21.2
(13.6)(7.6) (12.7) (6.2)
(7.4) (13.5)
y(1959—71) 2.8 30.1 - 6.627.0
33.5
(5.6)
(14.3) (5.6) (10.0) (12.2)
y(1973—90) 23.022.53.23.419.9
27.9
(12.2)
(7.3) (6.3) (4.9)
(8.9) (12.0)
P(1959—71)
3.110.8 - 7.232.4
46.5
(6.9) (11.4) (7.3) (12.2) (14.4)
P(1973—90) 16.518.18.2
10.313.2
33.7
(13.0(9.5) (9.2) (8.3)
(8.7) (15.2)
注：见表5
表8 方差分解：M[,1]和国库券利率
对变量的效应 变异的来源
(按两个时期分) m
ie b
y P
m(1959—71) 48.516.6
-
16.2 8.3
10.4
(15.5)
(9.4) (12.2)
(6.6) (7.3)
m(1973—90) 27.614.8 10.5 13.7 9.5
23.8
(10.3)
(7.2)(6.9) (7.9)
(6.1) (9.5)
i(1959—71)
9.028.5
-
39.6 4.9
17.9
(8.6) (10.6) (13.0)
(4.6) (9.3)
i(1973—90) 30.018.5 10.4
8.113.3
19.6
(12.4)
(6.7)(6.8) (6.5)
(6.7) (9.4)
e(1959—71)-
-- -
-
-
e(1973—90) 14.119.3 20.8
7.111.6
27.1
(8.4)
(5.1)(6.3) (8.5)
(4.8) (8.6)
b(1959—71)
7.213.1
-
63.6 6.99.2
(6.9)
(6.8) (9.5)
(4.9) (5.6)
b(1973—90) 16.1 9.7 13.6 33.7 9.6
17.2
(9.9)
(7.7)(9.8) (6.9)
(6.8) (11.3)
y(1959—71)
4.7 9.8
-
50.332.4
18.5
(9.2)
(8.3) (5.4)
(8.9) (9.7)
y(1973—90) 19.916.9 7.1 50.332.4
18.5
(10.3)
(6.1)(5.5) (5.4)
(8.9) (9.7)
P(1959—71) 26.8 7.0
-5.332.4
18.5
(18.2)
(8.0) (17.6)
(7.1) (8.4)
P(1973—90) 30.918.5 17.2
5.911.0
16.4
(13.4)
(8.4)(9.5) (6.6)
(7.9) (10.9)
注：见表5
表9方差分解：货币基础和联邦资金日拆利率
对变量的效应变异的来源
(按两个时期分) m i
e
b
y
P
m(1959—71) 15.514.6 - 12.154.0 3.8
(8.4)
(9.4) (9.0) (13.6)
(7.6)
m(1973—90) 38.716.528.94.6 1.6 9.7
(11.4)
(8.0) (10.4) (6.5)
(3.0)
(8.3)
i(1959—71)
6.148.4 - 26.4 4.914.2
(7.6) (14.0) (11.6)
(6.2) (10.7)
i(1973—90) 11.936.715.0
12.3 6.517.4
(8.2)
(9.4)
(9.7) (7.7)
(4.0)
(7.7)
e(1959—71)-
- -
--
-
e(1973—90)
7.214.849.57.1 3.418.2
(7.1)
(5.3)
(7.2) (8.2)
(3.2)
(6.9)
b(1959—71) 10.833.3 - 38.7 8.1 9.1
(6.5)
(9.7) (9.2)
(5.1)
(6.9)
b(1973—90) 10.513.415.2
43.0 5.012.9
(6.6)
(7.3) (13.7) (7.0)
(3.5)
(9.5)
y(1959—71)
8.626.3 - 18.534.212.3
(8.2) (12.4) (9.6) (13.7) (10.3)
y(1973—90)
5.735.612.24.724.517.4
(6.5)
(8.0)
(8.7) (5.1)
(6.9)
(8.3)
P(1959—71) 12.920.3 - 12.513.440.9
(9.1) (11.0) (8.5)
(8.7) (13.5)
P(1973—90)
7.232.820.3
17.6 5.217.0
(7.0) (11.4) (13.4) (11.2)
(4.7) (10.4)
注：见表5
从表7和表8可见，在第一期间使用联邦资金日拆利率或M[,1]时，货币解释了产出变动的更大部分，尽管增加的比例不太明显。例如：当使用联邦资金日拆利率时，M[,2]的比重从3%增加到23%（而非由7%增加到40%），而M[,1]的比重从5%增加到20%。在开始的模型中， 货币和利率的共同作用效应在第二期间从30%增加到60%，使用M[,2]和联邦资金日拆利率时从33%增加到46%，使用M[,1]时从15%增加到37%。当使用货币基础时，货币和利率和共同作用也引起产出更大比例的变动，而这是由于利率发挥了更大的影响，货币基础的影响很小，在第二期间它对产业的影响也没什么影响。货币和利率还可以解释灵活汇率制年份贸易差额变动的很大部分原因，虽然使用M[,1]和货币基础所引起的变动小一些（分别是26%和24%，而M[,2]的比重为48%）。同样，使用M[,1]和货币基础时，货币和利率也是汇率相当一部分变动的起因，尽管比例低一些（相对使用M[,2]的58%分别为33%和22%）。这些结果似乎都很支持这样的假设，即：汇率和贸易差额是传导过程的重要组成部分。
所有的详细分析都表明：货币在第二期间中对利率变化的更大作用。但使用M[,2]的时候才发现利率对货币的作用效果减小，使用M[,1]或货币基础的时候却得不到这样的结果。货币在第二期间更具有外生性，这表现在使用M[,2]和货币基础时，其变动的更多的原因来自于它本身，但使用M[,1]时并非如此。另一方面，使用不同货币总合量情况下，两种利率在第二期间的变动都只有很小部分原因来自它们本身。用不同货币总合量得出的结果表明：使用越窄的货币总合量，货币变量的效应越弱。我们发现货币基础对产出的作用在灵活汇率年份没有增加。这有可能是，货币创新和货币需求的转移以及因此而造成的货币流通速度的不稳定性，导致了这样的结果。这一结果与费尔德斯坦和斯托克（1993）最近的研究结果是相同的，他们发现：1960—92期间，M[,2]对实际GNP 的增长具有显著的预测能力，但M[,1]和货币基础的预测能力就大为减小了。作者研究了参数的恒久性，发现在80年代早期M[,1]和货币基础与名义GDP 的联系曾出现中断，可能是由于NOW帐户开始使用。
由于使用不同的货币总合量得出的结果不同，我们不能当然地得出结论：联邦银行在灵活汇率年份通过货币供给影响实际产出的能力增强了。货币创新可能会影响到货币需求的波动。不过，如果创新是货币政策变化引起的，我们的结果就表明：联邦储备银行成功地以M[,2]为政策目标的程度影响着货币在产出上的作用效应。而且，如果创新对联邦资金日拆利率反映了对货币政策的冲击，如伯南克和布林特（1992）所说的，方差分解意味着，货币政策对国民产出的变动起着重要作用。
Ⅴ 结论
由共合性分析和方差分解得出的经济证据是与预测在灵活汇率制下货币对产出有更大影响的开放经济模型相一致的。我们发现了证明货币、产出、贸易差额、物价、利率和汇率间存在着几个长期均衡关系的证据。所有的变量都被包括在共合的向量之中。弱外生性的检验表明，没有一个变量是弱外生性的，除了第一期间的利率、第二期间的货币供给和汇率可能例外。方差分解显示：M[,2]在灵活汇率制下可解释产生变动的更大部分，货币和利率的共同影响也大大增加了货币变量也解释了贸易差额和汇率变动中的很大一部分原因。这个证据是与在从固定汇率制向灵活汇率制转变的过程中，汇率和贸易差额在货币政策的传导机制中发挥更大的作用相一致的。但它也许还反映了两个时期之间联储操作程序的变化。使用了不同的货币和利率衡量的结果大体上是稳健的。但在更新近的时期里，我们没有发现货币基础对产出的影响的增加。这很可能是由于金融创新和货币需求的转移弱化了货币基础和产出的联系。