楊源源　高潔超

摘要：伴隨對外開放不斷深化推進(jìn)，中國利率呈現(xiàn)“L型”演化態(tài)勢，低利率漸顯常態(tài)化。本文構(gòu)建TVP-VAR模型從實證分析視角檢驗國際收支變化如何影響利率演變，并構(gòu)建兩國DSGE模型從數(shù)值模擬視角探究不同結(jié)構(gòu)的國際收支沖擊對利率演變的差異影響。研究發(fā)現(xiàn)，對外開放深化所引致的本國外匯儲備不斷積累確實對利率產(chǎn)生向下調(diào)整壓力，國際收支順差是造成我國低利率形成的重要因素，貨幣供給是重要的中介變量;直接投資和證券投資等資本項目沖擊對利率的影響遠(yuǎn)大于貿(mào)易項目沖擊，隨著未來資本項目便利化不斷推進(jìn)，我國利率調(diào)整受國際收支波動的掣肘效應(yīng)會愈來愈大。政府應(yīng)進(jìn)一步深化外匯管理體制改革，逐步實現(xiàn)“藏匯于民”，提高貨幣政策獨立性以降低外匯市場波動對利率調(diào)整的影響;資本賬戶開放應(yīng)遵循審慎、循序漸進(jìn)原則，避免冒進(jìn)式推進(jìn)而造成利率非合意波動。

關(guān)鍵詞：結(jié)構(gòu)性國際收支;低利率;TVP-VAR模型;兩國DSGE模型

文章編號：2095-5960（2021）03-0012-13;中圖分類號：F830.9;文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

隨著改革開放不斷深化推進(jìn)，自20世紀(jì)90年代以來存貸款利率呈現(xiàn)出不斷下行的趨勢，當(dāng)前存貸款基準(zhǔn)利率降至歷史最低水平。圖1具體刻畫了存貸款年加權(quán)平均利率演變趨勢，我國存貸款利率自1996年以來不斷趨于下行，并呈現(xiàn)出“L型”演化的軌跡。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2019年我國通貨膨脹率為2.9%;剔除通貨膨脹后，2019年實際存款利率已降為負(fù)，實際貸款利率僅為1.45%。從貨幣政策實踐來看，盡管學(xué)界和實務(wù)界普遍呼吁央行貨幣政策應(yīng)從數(shù)量型調(diào)控轉(zhuǎn)向價格型調(diào)控，但央行自2015年10月24日下調(diào)基準(zhǔn)利率至歷史最低水平后便未再調(diào)整，而此后存款準(zhǔn)備金率下調(diào)卻高達(dá)10次，并靈活運用定向降準(zhǔn)、PSL、SLF、MLF等結(jié)構(gòu)性數(shù)量工具為實體經(jīng)濟(jì)注入合意流動性。這表明，隨著前期利率的不斷降低，基準(zhǔn)利率調(diào)控空間明顯收窄，央行對以利率為主的價格型工具運用愈偏謹(jǐn)慎和保守。

全球主要經(jīng)濟(jì)體實踐表明，歷經(jīng)前期快速發(fā)展之后，經(jīng)濟(jì)高速增長態(tài)勢難以為繼，時常陷入低利率特征的經(jīng)濟(jì)運行環(huán)境。Coobin等發(fā)現(xiàn)美國多次觸及零利率下限，且每次均會導(dǎo)致貨幣政策有效性下降以及宏觀經(jīng)濟(jì)劇烈波動;[1]Andreas和Lin指出歐元區(qū)、日本、匈牙利、瑞士、瑞典等多國央行已從接近于零的低利率政策轉(zhuǎn)向超低利率的負(fù)利率政策;[2]Rubio和Yao發(fā)現(xiàn)美國、英國、歐元區(qū)及加拿大等經(jīng)濟(jì)體的利率在全球金融危機(jī)后大幅下降，低利率制約了貨幣政策穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)的操作空間。[3]對于低利率環(huán)境形成原因及宏觀調(diào)控有效性問題，學(xué)界已針對美國、日本、歐元區(qū)等展開豐富研究[4-6]，但關(guān)于中國低利率問題則著墨甚少。[7]在當(dāng)前我國低利率環(huán)境已經(jīng)形成，且因經(jīng)濟(jì)增速不斷下滑利率仍存在明顯下降壓力和預(yù)期的背景下，系統(tǒng)探討導(dǎo)致我國低利率環(huán)境形成的因素尤具迫切現(xiàn)實意義。

由于中國特殊的經(jīng)濟(jì)體制和發(fā)展歷程，利率“L型”演化的過程恰好伴隨我國對外開放戰(zhàn)略不斷深化。一方面，我國因勞動力成本及資源稟賦優(yōu)勢享受著對外開放的紅利，國際收支長期處于順差;另一方面，出于防范經(jīng)濟(jì)開放所引致的負(fù)面風(fēng)險考慮，我國長期高度追求匯率穩(wěn)定，同時實行強(qiáng)意愿結(jié)售匯制，人民幣可自由兌換程度較低。根據(jù)Wind金融資訊數(shù)據(jù)庫，入世后我國對外貿(mào)易規(guī)模不斷增長，并在2013～2015年、2017～2019年連續(xù)為全球貨物貿(mào)易第一大國。以貿(mào)易順差為主的國際收支順差不斷擴(kuò)大使得我國外匯儲備不斷增多，并于2006年超越日本成為全球外匯儲備最多的國家。同時，隨著直接投資、金融投資便利化的逐步深化推進(jìn)，中國顯現(xiàn)出經(jīng)常賬戶和資本賬戶“雙順差”的格局，促使我國外匯儲備由2000年的1655.74億美元成長至2019年的31079.24億美元（約為2000年的18.77倍）。

改革開放推動我國深度融入經(jīng)濟(jì)全球化，并躍升為全球第一大外匯儲備國和貨物貿(mào)易國，由此引致的國際收支順差對我國貨幣政策運行產(chǎn)生舉足輕重影響。從結(jié)構(gòu)上而言，國際收支包含經(jīng)常項目和資本與金融賬戶兩方面。從實踐來看，我國貿(mào)易領(lǐng)域開放水平較高，而金融領(lǐng)域開放相對緩慢，無論在直接投資還是間接投資均存在一定限制。2017年7月，習(xí)近平總書記主持召開中央財經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第十六次會議指出，擴(kuò)大金融業(yè)對外開放是我國對外開放的重要方面;2019年2月，習(xí)近平總書記主持中共中央政治局集體學(xué)習(xí)會議時強(qiáng)調(diào)，要擴(kuò)大金融高水平雙向開放。在以貿(mào)易深化開放、投資漸進(jìn)開放為路徑的開放戰(zhàn)略實施下，隨著金融投資便利化的不斷推進(jìn)，我國國際收支演變面臨不確定性。在此背景下，系統(tǒng)厘清不同結(jié)構(gòu)的國際收支沖擊對利率的影響具有重要現(xiàn)實意義。為此，本文立足中國對外開放演變，首先采用具有時變參數(shù)特征的TVP-VAR實證模型以初步檢驗國際收支變化對利率的影響，然后構(gòu)建兩國DSGE模型以具體分析貿(mào)易、直接投資、證券投資等結(jié)構(gòu)性國際收支沖擊對利率演變的差異影響，據(jù)以形成探究國際收支波動影響利率演化的系統(tǒng)性框架。

二、國際收支變化影響利率演化的初步檢驗

（一）TVP-VAR實證分析模型的構(gòu)建

根據(jù)吳麗華和傅廣敏的研究[8]，TVP-VAR模型可通過對經(jīng)典SVAR模型賦予時變特征得到。假設(shè)存在如下三變量SVAR模型：

式（1）中，yt=[Rt，Mt，F(xiàn)Rt]是由本國利率、貨幣供應(yīng)量增長率、外匯儲備增長率①①由于國際收支差額等于儲備資產(chǎn)變化情況（參見王廣謙《中央銀行學(xué)（第四版）》第167頁），本文使用外匯儲備增長率表征國際收支變化水平。構(gòu)成的3×1維觀測變量矩陣;同期系數(shù)矩陣Z為下三角3×3維矩陣，滯后期系數(shù)矩陣L1，L2，……，Ls為普通3×3維矩陣;擾動項μt～N[0，Σ（Σ）′]為3×1維結(jié)構(gòu)性沖擊，且滿足Σ=σ10000σ3。對式（1）改寫：yt=B1yt-1+…Bsyt-s+（Z）-1Σεt。式中，復(fù)合系數(shù)矩陣滿足Bi=（Z）-1Li，結(jié)構(gòu)沖擊矩陣滿足εt～N[0，It];其中，i=1，…，s;t=s+1，…，n。將Bi的所有元素依次進(jìn)行堆集，可得向量β（9s×1）。進(jìn)一步定義矩陣Xt=It（yt-1′，…，yt-s′）可將改寫式變換為：yt=Xtβ+（Z）-1Σεt，Xt=It（yt-1′，…，yt-s′）。對變換式涉及的相關(guān)參數(shù)、方差、協(xié)方差均賦予時變特征，即得到如下所示的三變量TVP-VAR模型：

將Zt中非0和1的下三角元素拉直為一列向量，即：at=（at，2，1，at，3，1，at，3，2）。令ht=（h1t，h2t，h3t），其中：hit=log（σit）2。Primiceri指出參數(shù)服從一階隨機(jī)游走過程意味著允許參數(shù)存在暫時或永久性變動，由此可捕捉經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)潛在的漸變或突變。[9]本文假定式（2）中的時變參數(shù)βt、at、ht服從隨機(jī)游走過程：

（二）模型時變參數(shù)估計與檢驗

本文采用MCMC方法對模型參數(shù)進(jìn)行抽樣估計，選取利率、貨幣供給量、外匯儲備為基礎(chǔ)觀測變量，數(shù)據(jù)來源于Wind金融資訊數(shù)據(jù)庫。為統(tǒng)一量綱，本文選取M2增長率、外匯儲備增長率以刻畫貨幣供給和外匯儲備變化?？紤]到市場化的利率指標(biāo)更能反映利率演變動態(tài)，而我國自1996年才開始公布代表市場化特征的銀行間同業(yè)拆借利率，本文選取1996～2019年作為樣本分析區(qū)間。據(jù)此，利用Oxmetrics 6.2軟件進(jìn)行10000次MCMC模擬抽樣。圖2具體刻畫了模擬抽樣的自相關(guān)系數(shù)、參數(shù)變動路徑以及后驗分布密度函數(shù)信息，可發(fā)現(xiàn)樣本自相關(guān)系數(shù)漸趨于零且參數(shù)取值路徑較為平穩(wěn)，表明模擬抽樣得到可有效用于模型估計的不相關(guān)樣本。表1描述了各待估參數(shù)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、置信區(qū)間、Geweke值。可發(fā)現(xiàn)，待估參數(shù)方差Geweke值均顯著大于0.1，表明模擬抽樣結(jié)果無法拒絕樣本數(shù)據(jù)收斂于后驗分布的原假設(shè)。也即，本文TVP-VAR模型參數(shù)的抽樣估計有效。

（三）時變脈沖響應(yīng)分析

1.變量影響關(guān)系的同期時變特征分析

圖3具體反映利率、貨幣供應(yīng)量和外匯儲備同期關(guān)系的時變特征，實線表征變量間同期關(guān)系均值隨時間變化的路徑，上下虛線為標(biāo)準(zhǔn)誤差帶。如圖3最上面一個子圖所示，1996～2019年以來利率與貨幣供給一直保持負(fù)向同期演變關(guān)系。一方面利率上升意味著央行再貼現(xiàn)以及銀行放貸減少，從而導(dǎo)致整個社會流動性降低;另一方面，貨幣供應(yīng)量增加意味著社會流動性增加，衡量貨幣價格的利率會降低。觀察圖3中間的子圖，可發(fā)現(xiàn)1996～2019年以來利率與外匯儲備亦保持負(fù)向同期演變關(guān)系。從影響機(jī)制來看，一方面利率上升導(dǎo)致本國物價下降，在外國物價不變情形下人民幣匯率升值，由此導(dǎo)致本國貿(mào)易逆差且外商直接投資降低，繼而外匯儲備降低;另一方面強(qiáng)意愿結(jié)售匯制度下外匯儲備增加導(dǎo)致外匯占款增加，人民幣國內(nèi)投放增加，由此導(dǎo)致利率下降。觀察圖3最下面的子圖，可發(fā)現(xiàn)1996～2019年以來貨幣供給與外匯儲備持續(xù)保持正向同期演變關(guān)系。這一方面源于我國實行有管理的浮動匯率制度，央行需吞吐本幣平抑外匯市場波動以保持外匯市場供求平衡，當(dāng)外匯市場人民幣換匯需求增加時央行需投放人民幣以保證外匯供需平衡;另一方面，由于我國長期結(jié)售匯意愿較強(qiáng)，外匯占款增加直接導(dǎo)致人民幣供給增加。綜上，單從變量同期相關(guān)關(guān)系來看，利率與貨幣供給、外匯儲備間均呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系，貨幣供給與外匯儲備間呈正向相關(guān)關(guān)系。

2.基于不同時點的時變脈沖響應(yīng)分析

本文隨機(jī)選取2001年第1季度、2004年第1季度以及2012年第1季度三個不同時點，進(jìn)一步分析來自不同時點的變量隨機(jī)沖擊分別對自身及另外兩個變量的影響。根據(jù)圖4最上面的三個子圖，可發(fā)現(xiàn)無論沖擊來自哪個隨機(jī)時點，利率沖擊對其自身影響為正;對貨幣供給影響為負(fù)，且這種影響在短期顯著隨后逐漸衰減;對外匯儲備影響也為負(fù)，負(fù)向影響在滯后2期后達(dá)到最大隨后式微。如圖4中間的三個子圖所示，無論沖擊來自哪個隨機(jī)時點，正向貨幣供給沖擊對利率的影響均為負(fù)，但這一負(fù)向影響約在滯后5期達(dá)到最大，隨后不斷衰減;對貨幣供給增速自身的沖擊為正，且在當(dāng)期達(dá)到最大，隨后立即衰減至零附近;對外匯儲備的影響也明顯為正，這一正向影響在滯后2期達(dá)到最大，隨后日漸衰微。進(jìn)一步觀察圖4最下面三個子圖，可發(fā)現(xiàn)無論沖擊來自哪個隨機(jī)時點，正向外匯儲備沖擊對利率的影響均為負(fù)，但這一負(fù)向影響約在滯后5期達(dá)到最大，隨后不斷衰減;對貨幣供應(yīng)量的沖擊效應(yīng)為正，并在滯后第2期達(dá)到最大，隨后不斷衰減;正向外匯儲備沖擊對外匯儲備增速自身變化的影響為正，且這一正向影響隨時間推移逐漸衰減。綜上，無論沖擊來自何一時點，各沖擊對模型變量的脈沖響應(yīng)方向和路徑均大體一致，這表明本文實證分析具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.基于不同提前期的時變脈沖響應(yīng)分析

進(jìn)一步基于不同提前期沖擊視角以檢驗利率、貨幣供給量、外匯儲備間的時變動態(tài)關(guān)系。圖5具體刻畫三個不同提前期（4期、6期和8期）沖擊的脈沖影響。根據(jù)圖5最上面三個子圖，可發(fā)現(xiàn)利率沖擊對自身影響基本為正，對貨幣供給和外匯儲備的影響均基本為負(fù)。如圖5中間三個子圖所示，可發(fā)現(xiàn)貨幣供給沖擊對利率的影響在2000年前為正，2000年后則基本為負(fù)，這主要因為2000年前我國利率管制程度相對較高，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制尚不健全，利率和貨幣供給量在相當(dāng)程度上難以有效替換，以致貨幣供應(yīng)量的變化難以有效引導(dǎo)利率改變;對其自身以及外匯儲備增長率的影響均基本為正。進(jìn)一步觀察圖5最下面三個子圖，可發(fā)現(xiàn)外匯儲備沖擊對利率的影響在2000年前為正，2000年后的大部分年份基本為負(fù);對貨幣供給增速的影響基本為正，且這種正向效應(yīng)隨時間推移愈發(fā)明顯;外匯儲備增長率沖擊對其自身的影響基本為正。通過對基于不同提前期的外生沖擊脈沖路徑進(jìn)行比較，可發(fā)現(xiàn)無論設(shè)置何種提前期，單一沖擊對三大變量的影響方向和路徑基本一致，這也再度表明本文分析結(jié)果的穩(wěn)健性;與此同時，利率與貨幣供給間的相互負(fù)向關(guān)系、利率與外匯儲備間的相互負(fù)向關(guān)系以及貨幣供給與外匯儲備間的相互正向關(guān)系均顯著存在。

綜合上述變量間同期關(guān)系分析、來自不同時間點以及來自不同提前期的時變脈沖分析，可發(fā)現(xiàn)外匯儲備增長對利率的負(fù)向影響確實穩(wěn)健存在，且這一影響效應(yīng)與貨幣供給變化對利率波動的負(fù)向影響高度一致;外匯儲備正向沖擊引致貨幣供給增加，而貨幣供給增加對利率演變存在負(fù)向影響。結(jié)合中國實際，當(dāng)發(fā)生國際收支順差時，人民幣升值預(yù)期誘發(fā)熱錢流入，外匯儲備增加，央行為對沖熱錢流入所可能引致的資產(chǎn)價格上升風(fēng)險，存在降低利率的內(nèi)生動力。同時，本國持續(xù)國際收支順差導(dǎo)致外匯儲備不斷積累，由此帶來的外匯占款無疑對利率走勢產(chǎn)生向下調(diào)整的壓力，貨幣供給量正是引致這一影響的重要中介變量。

三、兩國DSGE模型的構(gòu)建

本文進(jìn)一步將貿(mào)易、直接投資以及證券投資等結(jié)構(gòu)性國際收支沖擊引入DSGE模型，據(jù)此數(shù)值模擬不同結(jié)構(gòu)國際收支沖擊對利率演變的影響機(jī)制。模型構(gòu)建主要參照中美兩國經(jīng)濟(jì)特征，其中H國為本國，F(xiàn)國為外國，F(xiàn)國經(jīng)濟(jì)變量加“*”表示。

（一）家庭部門的經(jīng)濟(jì)決策

1.本國家庭。假定代表性家庭消費、財富以及勞動效用遵循可分形式，H國家庭最優(yōu)化問題為：

式中，Ct（i）為總消費，Mt（i）/Pt為家庭貨幣持有水平，Lt（i）為勞動供給;Et為預(yù)期因子，βH為主觀貼現(xiàn)率。Γ，χ>0為家庭持有貨幣和勞動的相對效用權(quán)重;σH，bH，ηH≥0分別為家庭跨期消費替代彈性、貨幣需求利率彈性和弗里希勞動供給彈性的倒數(shù)。

H國家庭的總消費主要由國產(chǎn)消費品和進(jìn)口消費品共同組成，并遵循CES復(fù)合形式：Ct（i）=[（aH）1ε（CH，t（i））ε-1ε+（1-aH）1ε（CF，t（i））ε-1ε]εε-1。其中，CH，t（i）、CF，t（i）分別為本國家庭國產(chǎn)和進(jìn)口消費品數(shù)量;aH表示國產(chǎn)商品消費比例，數(shù)值越小表示本國經(jīng)濟(jì)開放度越高;ε表示兩國消費品替代彈性。本文引入ζt以刻畫貿(mào)易便利化程度沖擊，數(shù)值越大表示本國針對F國商品進(jìn)口的貿(mào)易便利化程度越低。根據(jù)一價定理，進(jìn)口消費品在本國價格為：PF，t=（1+ζt）StPF，t，St為名義匯率，PF，t為F國消費品在其國內(nèi)的價格。PH，t表示國產(chǎn)商品的國內(nèi)價格，H國總消費價格方程為：Pt=[aH（PH，t）1-ε+（1-aH）（PF，t）1-ε]11-ε。代表性家庭在進(jìn)行個體最優(yōu)經(jīng)濟(jì)決策時往往面臨預(yù)算約束：

Ct（i）+It（i）+IFDIt（i）Ff，tPtSt/Pt+Mt（i）/Pt+BH，t（i）/Pt+BFH，t（i）Fb，tSt/Pt=Mt-1（i）/Pt+RH，t-1BH，t-1（i）/Pt+RF，t-1BFH，t-1（i）St/Pt+WtLt（i）+RHK，tKt-1（i）+RHFK，tFDIt-1（i）StP式中，It（i），Kt（i）與BH，t（i）表示家庭國內(nèi)實際投資、資本積累及國內(nèi)證券投資水平，IFDIt（i），F(xiàn)DIt-1（i）與BFH，t（i）則依次為家庭對外直接投資、國外資本積累以及國外證券持有水平;RH，t、RF，t為本國和F國毛利率，RHK，t與RHFK，t則為本國家庭境內(nèi)外投資收益率;Wt為本國實際工資，Pt表示F國物價。本文引入Ff，t與Fb，t以刻畫F國對本國居民直接投資及證券投資的限制，數(shù)值越高代表本國居民海外投資時面臨越高的不便利而需支付更高的成本。κFb為調(diào)整成本參數(shù)，（κFb/2）[BFH，t（i）/BFH，t-1（i）-1]2BFH，tSt/Pt為本國家庭境外證券投資的調(diào)整成本。國內(nèi)資本積累方程為：Kt（i）=（1-δH）Kt-1（i）+It（i）。境外資本積累方程為：FDIt（i）=（1-δF）FDIt-1（i）+IFDIt（i）-κFf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2。δH、δF為境內(nèi)外資本折舊率;κFf為調(diào)整成本參數(shù)，κFf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2即為對外投資調(diào)整成本。

基于以上效用函數(shù)以及預(yù)算約束，求解可得H國最優(yōu)化決策的歐拉方程：

2.外國家庭。同上，假定F國代表性家庭遵循如下函數(shù)形式的效用最優(yōu)化問題：

式中，Ct（i），Mt（i）/Pt，Lt（i）表示F國家庭總消費、貨幣余額和勞動時長;σF，bF，ηF≥0依次刻畫F國家庭跨期消費替代彈性、貨幣需求利率彈性和弗里希勞動供給彈性的倒數(shù)?？傁MCt（i）由國產(chǎn)商品CF，t（i）和進(jìn)口商品CH，t（i）組成，并滿足CES復(fù)合形式：Ct（i）=[（aF）1ε（CF，t（i））ε-1ε+（1-aF）1ε（CH，t（i））ε-1ε]εε-1。其中，aF表示F國家庭消費國產(chǎn)商品的比例。本文引入ζt以表征貿(mào)易便利化程度沖擊，數(shù)值越大表示F國針對H國商品進(jìn)口的貿(mào)易壁壘高。根據(jù)一價定理，本國商品在F國的價格PH，t為：PH，t=（1+ζt）PH，t/St。F國總消費價格方程為：Pt=[aF（PF，t）1-ε+（1-aF）（PH，t）1-ε]11-ε。F國家庭面臨的預(yù)算約束方程為：

式中It（i），Kt（i），BF，t（i）為F國家庭國內(nèi)投資、資本以及國內(nèi)證券投資水平;IFDIt（i），F(xiàn)DIt（i），BHF，t（i）為F國家庭對外直接投資、國外資本以及證券持有水平;RFK，t與RFHK，t為F國境內(nèi)外資本收益率，Wt為實際工資;（κHb/2）[BHF，t（i）/BHF，t-1（i）-1]2BHF，t（i）/（StPt）為F國家庭投資H國證券的調(diào)整成本，κHb為調(diào)整成本參數(shù);Hf，t與Hb，t度量F國對外直接投資及證券投資面臨的管制壁壘。F國國內(nèi)資本積累方程為：Kt（i）=（1-δF）Kt-1（i）+It（i）。F國境外資本積累方程為：FDIt（i）=（1-δH）FDIt-1（i）+IFDIt（i）-κHf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2。κHf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2為F國境外直接投資調(diào)整成本，κHf為調(diào)整成本參數(shù)。

在預(yù)算約束下，通過最優(yōu)化求解可得F國家庭最優(yōu)決策歐拉方程依次為：

（二）廠商部門的經(jīng)濟(jì)決策

1.本國廠商。廠商使用資本和勞動兩類要素生產(chǎn)，其中資本來自本土和境外資本。本國廠商生產(chǎn)函數(shù)為：Yt（j）=At[Kt-1（j）ψFDIt-1（i）1-ψ]αKLt（j）1-αK。Yt（j）為廠商總產(chǎn)出，αK為資本產(chǎn)出彈性，ψ刻畫國內(nèi)資本使用比例，At為技術(shù)進(jìn)步。根據(jù)成本最小化原則，可得廠商實際邊際成本：

式中，MCt為本國廠商實際邊際成本，RK，t表示本國廠商使用單位資本的平均成本?，F(xiàn)實經(jīng)濟(jì)主要呈現(xiàn)新凱恩斯特征，為此本文基于卡爾沃粘性定律假定每期有1-φH比例廠商可以調(diào)價，其余φH比例廠商無法對產(chǎn)品更新定價。也即，本國產(chǎn)品價格指數(shù)方程為：

其中，PnH，t表示本國可調(diào)價廠商新定價格，θH為產(chǎn)品需求彈性。立足生產(chǎn)函數(shù)和要素選擇，調(diào)價廠商通過選擇最優(yōu)定價以最大化生產(chǎn)利潤：

2.外國廠商。F國廠商生產(chǎn)函數(shù)為：Yt（j）=At[Kt-1（j）ψFDIt-1（i）1-ψ]αKLt（j）1-αK。其中，Yt（j）表示廠商總產(chǎn)出，At為技術(shù)水平;αK與ψ刻畫F國廠商資本要素產(chǎn)出份額及使用本土資本的比例。給定生產(chǎn)函數(shù)和要素價格，可求得F國廠商實際邊際成本為：

式中，MCt與RK，t分別為F國廠商生產(chǎn)面臨的實際邊際成本以及使用單位資本要素的平均成本。同上，本文假定F國廠商產(chǎn)品定價也遵循Calvo粘性定價特征：

（三）貨幣當(dāng)局的經(jīng)濟(jì)決策

1.本國央行?？紤]到數(shù)量型調(diào)控仍是我國央行長期以來最主要的調(diào)控范式，本文采取以調(diào)整貨幣供給為主的數(shù)量型規(guī)則刻畫我國貨幣政策實踐。另外，我國實行結(jié)售匯制度且央行需兼顧外匯市場穩(wěn)定，央行需以外匯被動占款的方式吞吐基礎(chǔ)貨幣以避免人民幣匯率過度波動。據(jù)此，假定H國央行主要參照預(yù)期通脹、產(chǎn)出以及外匯儲備缺口以調(diào)整貨幣流動性：

式中，Etπt+1與FRt分別為本國預(yù)期通脹率和外匯儲備存量;，，，分別為本國貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹率、產(chǎn)出和外匯儲備穩(wěn)態(tài)值;ρMt刻畫貨幣政策平滑參數(shù)，πt，Yt，F(xiàn)Rt>0分別為貨幣供應(yīng)量對預(yù)期通脹、產(chǎn)出缺口以及外匯儲備缺口的反應(yīng)彈性;εMt為外生貨幣政策沖擊。其中，外匯儲備存量主要由以外幣衡量的上期外匯儲備存量、凈外商直接投資接收量、凈證券投資以及凈出口構(gòu)成，即滿足如下方程積累形式：

2.外國央行。由于美國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制較為健全，利率與貨幣供給能相互有效替代，為此美聯(lián)儲貨幣政策實踐主要以利率為中介工具。另外，區(qū)別于本國有管理的浮動匯率制度，美國實行完全的浮動匯率制，貨幣政策無需對外匯市場做出反應(yīng)。據(jù)此，假定F國央行僅參照預(yù)期通脹率和產(chǎn)出缺口進(jìn)行利率調(diào)整，其貨幣政策遵循如下泰勒規(guī)則形式：

（四）市場出清

四、結(jié)構(gòu)性國際收支影響利率演化的數(shù)值模擬分析

（一）參數(shù)設(shè)定

考慮到美國和中國分別為世界第一、第二大經(jīng)濟(jì)體，本文參數(shù)設(shè)定主要參照中美兩國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)及有關(guān)兩國經(jīng)濟(jì)分析的經(jīng)驗文獻(xiàn)進(jìn)行校準(zhǔn)，以下就參數(shù)校準(zhǔn)過程進(jìn)行詳細(xì)說明。

1.家庭部門的結(jié)構(gòu)性參數(shù)。參照梅冬州等的做法[10]，本文取兩國家庭主觀貼現(xiàn)因子均為0.99?？紤]到美國經(jīng)濟(jì)開放度較高以及消費品大量進(jìn)口的特性，本文參照楊源源和于津平的研究取aH=0.9，aF=0.7。[11]對于H國和F國商品間替代彈性ε，參照王彬的研究取ε=2。[12]。對于本國和F國貨幣需求的利率彈性倒數(shù)，參照Zhang的研究以及Davig和Leeper的研究取bH=3.13，bF=2.6。[13，14]考慮到美國開放度較高且消費品供給來源較為豐富，參照孫俊和于津平的研究取兩國消費品跨期替代彈性的倒數(shù)為σH=3.5，σF=2。[15]由于中國勞動人口相較美國更為豐富，本文令本國和F國的勞動供給彈性倒數(shù)分別為ηH=0.8、ηF=2。

2.廠商部門的結(jié)構(gòu)性參數(shù)。對于兩國季度資本折舊率，本文參照楊源源和于津平的研究[11]以及Leeper等的研究取δH=0.03、δF=0.025。[16]對于本國資本產(chǎn)出份額，參照張勇的研究取αK=0.5;[17]考慮到美國資本充足，本文取αK=0.6。對于兩國廠商使用本土資本比例，參照前文經(jīng)濟(jì)開放度的設(shè)定取ψ=0.9、ψ=0.7。對于價格粘性參數(shù)，參照王彬的研究取φ=0.75; [12]考慮到美國信息傳導(dǎo)充分且市場競爭程度較為完全，本文取φF=0.5。

3.變量穩(wěn)態(tài)值以及政策行為參數(shù)。根據(jù)穩(wěn)態(tài)均衡，取兩國季度資本收益率分別為RHK，ss=0.04、RFK，ss=0.035。對于本國價格穩(wěn)態(tài)值，不失一般性取Pss=1;對于名義匯率穩(wěn)態(tài)值，根據(jù)中美匯率數(shù)據(jù)取Sss=7;對于F國價格穩(wěn)態(tài)值，根據(jù)穩(wěn)態(tài)均衡取Pss=1/7。美國GDP約為中國兩倍，參照梅冬州和龔六堂的研究取Yss/Y*F，ss=0.5。[18]根據(jù)我國M2與GDP實際規(guī)模，取Mss/Yss=2.0272。對于貨幣政策參數(shù)，參照郭豫媚等的研究取ρMt=0.6，πt=2，Yt=0.5[19]，考慮到我國較高的外匯占款貨幣投放，取FRt=1.2;參照鄢莉莉和宋芳秀的研究取ρFR=0.5，F(xiàn)Y=0.5，F(xiàn)π=1.5。[20]

（二）結(jié)構(gòu)性國際收支沖擊的脈沖響應(yīng)分析

1.貿(mào)易項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國貿(mào)易項目便利化沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖6具體刻畫本國貿(mào)易便利化沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。如圖6所示，對本國貿(mào)易壁壘沖擊施加一單位負(fù)向沖擊時，F(xiàn)國商品在本國價格下降以致本國增加對F國商品進(jìn)口，從而本國消費品進(jìn)口增加。而由于F國商品相對本國商品價格便宜，以致人民幣匯率升值，從而F國對H國消費品進(jìn)口降低。同時，由于F國對本國商品需求降低以及本國進(jìn)口消費品價格下降，這使得本國總體價格水平降低，以致F國增加對本國長期資本以及短期證券的投資。而由于本國對F國商品的需求增加以及F國對其國產(chǎn)商品需求的增加最終使得F國整體價格水平趨于上升，這導(dǎo)致本國對F國的長期資本及短期證券投資均趨于下降。從影響程度來看，本國貿(mào)易壁壘降低沖擊對貿(mào)易項目的影響最大，對直接投資項目的影響其次，對證券投資項目波動的影響最小。另外，亦可發(fā)現(xiàn)本國降低貿(mào)易壁壘會導(dǎo)致商品貿(mào)易凈出口持續(xù)減少，但亦導(dǎo)致我國直接投資項目和證券投資項目均呈順差態(tài)勢，以致短期內(nèi)本國外匯儲備會有所增加;長期由于貿(mào)易項目逆差效應(yīng)占優(yōu)，最終導(dǎo)致本國外匯儲備減少。而對貨幣供應(yīng)量而言，本國貿(mào)易壁壘降低沖擊對其影響為負(fù)。本國利率走勢則與外匯儲備走勢截然相反，短期內(nèi)外匯儲備增加導(dǎo)致流動性增加進(jìn)而短期內(nèi)利率微幅下降;長期則由于外匯儲備減少引致流動性減少進(jìn)而利率上升。綜上，本國貿(mào)易壁壘下降沖擊導(dǎo)致本國凈出口、直接投資和證券投資均趨于下降，且對貨幣供應(yīng)量和外匯儲備影響均為負(fù)，最終對利率產(chǎn)生上行調(diào)整壓力。

（2）F國貿(mào)易項目便利化沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖7刻畫了F國貿(mào)易壁壘負(fù)向沖擊對兩國消費品進(jìn)口、兩國對外直接投資、兩國對外證券投資以及本國外匯儲備、貨幣供應(yīng)量以及利率的影響。不難發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)國降低對本國的進(jìn)口貿(mào)易壁壘將直接導(dǎo)致F國居民消費品進(jìn)口成本下降，進(jìn)而F國消費品進(jìn)口增加。由于本國商品相對F國商品價格便宜，以致F國貨幣升值，本國居民借此降低對F國的消費品進(jìn)口。又由于本國消費品的國外需求增加以及本國居民對國產(chǎn)商品的需求增加，導(dǎo)致本國綜合價格水平上升，由此進(jìn)一步導(dǎo)致本國投資品和證券價格上揚，F(xiàn)國對本國的證券投資和證券投資均會下降。由此可見，F(xiàn)國對本國貿(mào)易壁壘降低將導(dǎo)致本國商品貿(mào)易順差，但也引致本國直接投資項目和證券投資項目逆差。這與高謙等的研究結(jié)論一致[21]，貿(mào)易順差在一定程度上會阻礙資本形成。由于F國貿(mào)易壁壘負(fù)向沖擊對貿(mào)易順差的影響大于投資逆差，這使得本國外匯儲備增加，進(jìn)而外匯占款貨幣投放增加。據(jù)此，如圖7所示貨幣流動性增加最終會引導(dǎo)利率趨于下行。綜上，經(jīng)濟(jì)一體化程度不斷加深背景下F國貿(mào)易項目便利化改善會導(dǎo)致本國國際收支順差和貨幣供應(yīng)量趨于增加，進(jìn)而最終導(dǎo)致利率不斷下降。

2.直接投資項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國直接投資項目便利化沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖8具體描述了本國針對外商直接投資壁壘下降沖擊對兩國消費品進(jìn)口、兩國對外直接投資、兩國對外證券投資以及本國外匯儲備、貨幣供應(yīng)量以及利率的影響。如圖8所示，本國降低外商直接投資壁壘導(dǎo)致F國投資者赴本國投資成本下降，由此引致本國外商直接投資規(guī)模大幅增加。由于初期外資大幅涌入，投資需求突增使得本國投資品價格短期上升，從而導(dǎo)致短期內(nèi)本國對外直接投資以及對外證券投資增加，并使得投資便利化沖擊對本國外商直接投資的擠入效應(yīng)逐步衰減。投資便利化改善背景下F國對本國對外直接投資的大幅增加，直接使得本國外匯儲備大量積累，由此導(dǎo)致外匯占款貨幣投放增加，進(jìn)而導(dǎo)致本國利率降低。貨幣供應(yīng)量增加以及利率降低導(dǎo)致本幣貶值，最終導(dǎo)致F國對本國消費品進(jìn)口增加以及對本國證券投資增加。從影響程度來看，本國直接投資項目便利化改善對外商直接投資影響最大、對消費品貿(mào)易影響其次、對證券投資波動影響最小;從宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)來看，本國直接投資項目便利化改善有利于促進(jìn)外商直接投資和商品貿(mào)易雙順差。綜上分析，可知本國降低外商直接投資壁壘具體通過引致國際收支凈順差而導(dǎo)致我國利率大幅降低。

（2）F國直接投資項目便利化沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖9刻畫了F國降低外商直接投資壁壘所引致的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。如圖9所示，F(xiàn)國外商直接投資便利化改善導(dǎo)致本國對外直接投資成本降低，由此引致本國對外直接投資需求增加。但由于F國相對本國更高的經(jīng)濟(jì)開放度，同等程度的外商投資壁壘降低無疑會帶來國外資本更大程度涌入，短期對F國資本投資攀升對F國綜合價格產(chǎn)生顯著正向影響，以致該國投資品和消費品價格均上升。由此，本國消費品和投資品的相對價格優(yōu)勢引致F國對本國的商品進(jìn)口增加，同時對本國的長期直接投資和短期證券投資亦會增加。據(jù)此，F(xiàn)國直接投資項目便利化雖然短期引致本國對其資本流入，但由于較高經(jīng)濟(jì)開放度所導(dǎo)致的投資品和消費品價格攀升效應(yīng)，最終反而導(dǎo)致本國貿(mào)易、直接投資以及證券投資項目均呈順差態(tài)勢。對比本國降低外商直接投資壁壘的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放程度較低時，降低外商直接投資壁壘將明顯改善該國外商直接投資順差水平，并有利于促進(jìn)資本快速形成;當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放程度較高時，降低該國外商直接投資壁壘對其外資流入的擠入效應(yīng)會受到削弱，最終反而會阻礙該國資本形成。綜上，F(xiàn)國直接投資項目便利化沖擊實際改善了本國的國際收支狀況，并以促進(jìn)本國外匯儲備積累而增加外匯占款渠道的貨幣投放，由此引導(dǎo)本國利率趨于下降。

3.證券投資項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國證券投資項目便利化的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖10主要刻畫了本國降低外商證券投資壁壘所引致的國際收支波動以及本國利率演變情況。當(dāng)對本國外商證券投資壁壘施加單位負(fù)向沖擊時，F(xiàn)國對本國的證券投資大幅增加。但也會造成本國資產(chǎn)價格短期上漲進(jìn)而引致本國投資品和消費品價格上漲，由此導(dǎo)致F國對本國的直接投資短期偏審慎。從影響周期來看，本國證券投資壁壘降低沖擊對兩國證券投資波動存在長期效應(yīng)，對兩國對外直接投資和商品貿(mào)易的影響僅表現(xiàn)為短期。從綜合影響效應(yīng)來看，本國證券投資便利化改善導(dǎo)致本國證券投資凈順差;對長期資本投資和商品貿(mào)易的影響均僅在短期表現(xiàn)為逆差，長期則表現(xiàn)為順差。由于本國證券投資便利化改善對證券投資波動影響最大，且表現(xiàn)為長期凈順差，由此也導(dǎo)致外匯儲備長期凈積累。外匯儲備的增加最終通過影響外匯占款而導(dǎo)致本國貨幣供應(yīng)量不斷增加，貨幣流動性的持續(xù)增加最后會引導(dǎo)本國利率不斷下行。綜上，本國證券投資項目便利化沖擊主要通過吸引外國投資者投資本國證券市場而導(dǎo)致本國外匯占款增加，進(jìn)而對利率造成下行調(diào)整壓力。

（2）F國證券投資項目便利化的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析。圖11具體刻畫了F國證券投資便利化改善所引致的國際收支及利率波動情況。如圖11所示，當(dāng)對F國證券投資壁壘施加單位負(fù)向沖擊時，本國投資F國的證券成本降低直接導(dǎo)致本國對外證券投資增加。但由于本國對外證券投資需求的大量增加使得F國資產(chǎn)價格上漲進(jìn)而引致F國投資品和消費品價格均普遍上漲，由此導(dǎo)致短期內(nèi)本國消費品進(jìn)口、本國對外直接投資以及F國對外證券投資均降低。從綜合效應(yīng)來看，F(xiàn)國證券投資便利化改善主要導(dǎo)致本國證券投資逆差;對本國消費品貿(mào)易和外商直接投資的影響短期表現(xiàn)為順差，長期則呈現(xiàn)微逆差態(tài)勢。從影響程度來看，F(xiàn)國證券投資壁壘下降沖擊對證券投資的影響程度最大、對外商直接投資影響其次、對商品貿(mào)易影響程度最小。綜合來看，F(xiàn)國證券投資壁壘下降沖擊主要給H國國際收支帶來逆差效應(yīng)，這直接導(dǎo)致H國外匯儲備減少，我國央行為平抑外匯市場波動會緊縮貨幣，由此流動性的收緊使得本國利率上升。

（三）各類貿(mào)易投資便利化沖擊效應(yīng)的綜合比較分析

表2刻畫了各類貿(mào)易、資本項目沖擊對本國外匯儲備、貨幣供給以及利率波動的影響程度?？砂l(fā)現(xiàn)，F(xiàn)國貿(mào)易壁壘、本國外商直接投資壁壘、F國外商直接投資壁壘、本國證券投資壁壘等下降沖擊均改善本國國際收支，由此導(dǎo)致外匯占款渠道的貨幣投放增加，進(jìn)而引致我國利率趨于下行;而本國貿(mào)易壁壘、F國證券投資壁壘等下降沖擊由于惡化本國國際收支，以致貨幣供給被動緊縮，由此對我國利率產(chǎn)生正向調(diào)整壓力。從利率波動程度來看，直接投資項目沖擊的影響最大，證券投資項目沖擊次之，貿(mào)易項目沖擊的影響相對較小。根據(jù)表2，在雙邊同等程度的貿(mào)易便利化改善下，F(xiàn)國貿(mào)易壁壘下降沖擊對本國利率的負(fù)向影響顯著大于本國貿(mào)易壁壘下降沖擊的正向影響，也即我國與各國的貿(mào)易便利推進(jìn)對我國利率主要產(chǎn)生負(fù)向影響。相對而言，資本賬戶開放的步伐較為緩慢，學(xué)界和實務(wù)界普遍擔(dān)心資本賬戶開放將加劇我國金融市場波動。本文研究亦證實這一憂慮，如表2所示，外商直接投資和證券投資等資本項目便利化沖擊對本國外匯儲備、貨幣供應(yīng)量以及利率等金融變量的波動影響遠(yuǎn)大于經(jīng)常項目沖擊。綜合我國改革開放實踐以及本文研究，隨著貿(mào)易投資便利化特別是投資便利化的進(jìn)一步深入推進(jìn)，我國利率受到國際收支沖擊的影響無疑將更為明顯和復(fù)雜。

五、結(jié)論與政策啟示

本文構(gòu)建TVP-VAR模型和兩國DSGE數(shù)理模型，從實證分析和數(shù)值模擬雙重視角系統(tǒng)探討國際收支波動對利率演變的影響。綜合全文研究，主要得到如下結(jié)論：第一，對外開放深化所引致的本國外匯儲備不斷積累對利率走勢產(chǎn)生向下調(diào)整壓力，國際收支順差是造成我國低利率環(huán)境形成的重要因素，貨幣供給是產(chǎn)生這一影響的重要中介變量;第二，外國貿(mào)易便利化沖擊、本國外商直接投資便利化沖擊、外國外商直接投資便利化沖擊、本國證券投資便利化沖擊等結(jié)構(gòu)性國際收支沖擊均可改善本國國際收支，導(dǎo)致外匯占款渠道的貨幣被動投放增加，進(jìn)而引致我國利率不斷趨于下行;第三，直接投資和證券投資等資本項目沖擊對本國外匯儲備、貨幣供應(yīng)量以及利率等金融變量的波動影響遠(yuǎn)大于經(jīng)常項目。

國際收支波動對中國利率演化具有重要影響，政府應(yīng)通過進(jìn)一步深化外匯管理體制改革，不斷提高資本項目可兌換程度，逐步實現(xiàn)“藏匯于民”，增強(qiáng)貨幣政策相對外匯市場的獨立性，以此降低外匯市場波動對利率的影響。但在人民幣自由兌換程度較低、央行外匯接盤者角色程度過重情形下資本與金融賬戶開放引致的國際收支波動明顯高于經(jīng)常賬戶，由此會對貨幣供給和利率演化產(chǎn)生更為劇烈的沖擊。有鑒于此，在相關(guān)制度法規(guī)尚不健全、金融風(fēng)險消化能力相對較低情形下，資本賬戶開放應(yīng)遵循穩(wěn)步、循序漸進(jìn)原則，并應(yīng)與外匯管理體制、匯率形成機(jī)制改革同步進(jìn)行，避免冒進(jìn)式推進(jìn)造成利率非合意波動。由于證券投資較直接投資具有高投機(jī)性、強(qiáng)流動性，循環(huán)往復(fù)進(jìn)出易引致外匯市場頻繁波動繼而加劇金融波動，資本賬戶開放應(yīng)遵循先直接投資后間接投資、先長期資本后短期資本的原則。

毋庸置疑，中國堅定不移推行改革開放客觀上引致我國國際收支順差不斷積累，并通過外匯占款對利率演化產(chǎn)生舉足輕重影響。但并不諱言，現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)錯綜復(fù)雜，導(dǎo)致低利率演化的國內(nèi)外因素眾多，本文僅從國際收支視角展開探究，全面厘清中國低利率演化之謎仍有待學(xué)術(shù)界繼續(xù)深耕細(xì)作。事實上，20世紀(jì)以來中國貨幣供應(yīng)渠道存在兩個階段性變化，2002年至2012年主要是以外匯占款為主的貨幣被動投放;2013年至今則逐漸轉(zhuǎn)化為央行主動性供給以及商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造，外匯占款不再是貨幣供應(yīng)的主渠道。這種貨幣供應(yīng)機(jī)制的階段性變遷如何影響利率波動亦值得學(xué)術(shù)界展開深入研究，此亦為筆者下一步的研究方向。

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Balance of Payments Structure and the Mystery of Low Interest Rates in China

- A Dual Analysis Based on TVP-VAR Model and DSGE Model

YANG Yuan-yuan，GAO Jie-chao

（School of Finance，Nanjing Audit University， Nanjing， Jiangsu 211815， China;School of Business，

Shanghai University of International Business and Economics， Shanghai 201620， China）

Abstract：In this paper， the TVP-VAR model is firstly constructed to examine how changes in international payments affect interest rate evolution， and then the DSGE model of the two countries is constructed to explore the differential impacts of structural international payments shocks on interest rate evolution. It is found that the continuous accumulation of foreign exchange reserves caused by the deepening of opening-up does exert downward adjustment pressure on the interest rate. The surplus of international balance of payments is an important factor contributing to the formation of low interest rate in China， and the money supply is the important mediating variable. The impact of direct investment and portfolio investment shocks on interest rate is far greater than that of trade shocks. With the further promotion of capital account facilitation in the future， China's interest rate adjustment will be increasingly constrained by the fluctuations of balance of payments. Therefore， this paper argues that the government should further deepen the reform of the foreign exchange management system， gradually realize the "pooling of foreign exchange with the people"， improve the independence of monetary policy to reduce the impact of foreign exchange market fluctuations on interest rate.

Key words：structural balance of payments;low interest rate;TVP-VAR model;two-country DSGE model

責(zé)任編輯：吳錦丹

收稿日期：2021-01-08

基金項目：國家社會科學(xué)基金后期資助項目“金融風(fēng)險演化與‘穩(wěn)金融宏觀調(diào)控研究”（20FJYB042）;國家自然科學(xué)基金青年項目“影子銀行擴(kuò)張背景下中國貨幣政策與宏觀審慎政策的協(xié)調(diào)研究”（71803127）;江蘇省高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程三期項目“南京審計大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)”（蘇政辦發(fā)[2018]87號）。

作者簡介：楊源源（1990—），男，湖北隨州人，南京審計大學(xué)金融學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向為貨幣理論與政策;高潔超（1989—）（通訊作者），男，江蘇南通人，上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向為貨幣理論與政策、國際經(jīng)濟(jì)學(xué)。