国际经济学 非对称两国模型下的资本流动与汇率波动 范言慧 （对外经济贸易大学金融学院， 100029） 摘要：本文在随机一般均衡的非对称两国模型框架下探讨了在外部冲击及政策性因素的影响下，外国投资者的资产调整所诱发的资本流动对欠发达国家名义汇率波动的影响。在浮动汇率制度、资本账户开放、投资者的资产调整存在时滞等假设与以上设定的前提下，本文发现：在欠发达国家国内产出波动（相对于发达国家）较大的情况下，当其放开资本流动限制和汇率浮动后，其货币将出现过度贬值。欠发达国家相对较高的产出波动是导致资本流动及汇率不稳定的一个重要原因，而生产率冲击相比货币供给冲击能引发汇率出现更大和更持久的波动。此外，外国居民越注重于追求财富和社会地位，越将加深两国汇率波动幅度，尤其当本国出现意外生产率冲击时，其波动幅度会更大。 关键词：非对称两国模型 资本流动 汇率波动 JEL分类：D81, D91, F41, F47, G11 Capital flows and Exchange Rate Volatility in an Unsymmetrical Two-country Model Fan Yanhui Abstract: This paper examines how the assets adjustment behaviors of investors in the developed country influence nominal exchange rate volatility in less developed country. It is found that in a risky world with flexible exchange rates, open capital account, and investors’ lagging assets adjustment, the less-developed country would see its currency overdepreciate when its productivity disturbance is greater than that of developed country and also the restriction of capital accounts and exchange rate is relaxed. The relative greater productivity disturbance is an important factor leading to capital flows and exchange rate destabilization, while productivity shock can inspire greater and more persistent exchange rate volatility. Furthermore, the more investors in foreign country care about wealth and social status, the more it would aggravate the volatility of exchange rate, which would happen especially when productivity shock occurred in home country. Keywords: unsymmetrical Two-country Model; capital flows; exchange rate volatility. 作者简介：范言慧，性别：男；籍贯：山东青岛；对外经济贸易大学金融学院副教授 联系地址：对外经济贸易大学金融学院 邮编：100029 联系方式：Email: fyhbnu@；电话： 13141326509
非对称两国模型下的资本流动与汇率波动 引 言 上个世纪九十年代以来，伴随着金融自由化与全球金融市场的一体化，流入新兴市场经济体和发展1中国家的国际资本迅猛增长，并表现出极大的波动性（见图1）。资本波动及其对欠发达国家经济与汇率的冲击则已经成为一个十分重要的问题。这已在上世纪九十年代两次较大的金融危机——墨西哥金融危机和东南亚金融危机——中显现出来。尽管实行盯住的汇率制度是造成这些国家发生危机的重要原因之一，但Ho(2003)认为，即便在浮动汇率制度下，危机同样是不可避免的。Ghosh等(2002)、Devereux和Lane(2001)等研究都发现，在浮动汇率制度下，欠发达国家的名义汇率较发达国家表现出更强的波动性和持续性。 图1：新兴市场经济体和发展中国家的净资本流动(1995-2005;单位:10亿美元) 300 净私人资本流动200 净私人直接投资100净证券组合投资 净其他资本流动0净官方资本流动 -100 -2001995-19981999200020012002200320042005 97:IMF(2006):World Economic Outlook, Washington, DC, September数据来源 2006, Table ,page 12. 2在欠发达国家中资本流动作为一个内生变量，其波动性反映了这些经济体内存在的潜在不确定性。World Bank(1999)指出：发展中国家比发达国家更加易于受到来自外部的冲击，反映了它们狭窄的经济基础和对初级商品出口更深的依赖程度。Dadush和Dasgupta(2001)也提出，与发展中国家资本账户自由化相联系的风险之所以大大高于发达国家，主要是由于：(1)发展中国家是信用勉强合格的借款者，面临着波动性更大的资本流入；(2)在危机发生时，流入发展中国家的资本表现出顺周期性，加剧而非缓解源于实际经济中的冲击；(3)发展中国家金融部门的脆弱性会扩大源于资本账户的冲击；(4)发展中国家缺乏社会保险体系。在其国内风险和资本流动波动的影响下，欠发达国家的名义汇率和实际汇率的波动幅度也较发达国家更大。 3对于欠发达国家的外部冲击和资本流动对汇率波动的影响，人们多集中于对实际汇率的分析，而 1 为表述上的简便，本文在下文中将这两类国家统称为欠发达国家(Less Developed Countries, LDCs)。 2Dadush和Dasgupta(2001)指出，相对于发达国家而言，大量的发展中国家的主权债券的买卖价差的波动更加剧烈。这些较大的波动性与较差的信用评级有着密切的关系。此外，Eichengreen等(1996)、Calvo等(1996)和world Bank(1999)也认为，由于信息不足和和信息不对称（这造成了国际金融市场上的羊群效应），流入发展中国家的资本波动更加剧烈。 3 如Chen和Wu(1997)发现实际冲击对亚太地区的发展中国家，尤其是对1990年代的韩国、台湾和菲律宾的实际汇率产
在对名义汇率影响因素的分析方面，Devereux和Lane(2001)发现对外债务存量会对发展中国家与债权国之间的双边汇率波动产生反方向的影响，这实际上反映了欠发达国家的对外债务越高，其将越有动力去降低其与债权国之间的双边汇率波动；Canales-Kriljenko和Habermeier(2004)的研究则表明对银行所持外汇头寸的限制可降低名义汇率的波动，这些研究均从不同角度分别探讨了外部冲击、资本流动对汇率波动的影响。 本文基于Turnovsky(1997, 2000)，建立了一个随机一般均衡框架下的非对称两国模型，旨在探讨在外部冲击及政策性因素的影响下，外国投资者的资产调整所诱发的资本流动对欠发达国家名义汇率波动的影响，本文将外部冲击、资本流动与汇率波动三者同时融入模型，而资本流动作为一个内生变量，则成为发展中国家内外不确定因素和汇率波动之间的一个重要媒介。“非对称”表明本文将对发达国家与欠发达国家做出区分，主要通过将财富引入发达国家（而非欠发达国家）代表性居民的效用函数来实现4，此做法主要出于如下理由： 首先，发达国家与欠发达国家显然处于不同的经济发展阶段，人均收入也存在一定差异，发达国家一般居民的收入除了用于消费，还可进行增殖性的投资，而对于欠发达国家的大多数居民而言，其收入则主要用于满足消费，只有较少部分或没有剩余用于财富增殖，甚至一些国家由于人均收入很低，其居民还为温饱而挣扎。这表明在欠发达国家代表性居民的效用函数中，财富的作用甚微，即欠发达国家的先决经济条件限制了其一般居民追求财富与社会地位的行为，收入前提可被视为此设定的充分条件。此外，发达国家还存在着一套完备和发达的金融市场和制度体系（如信用制度和投资保障体系等），这可5被视为追求财富及社会地位的必要条件，这些基础设施可保证投资者能够方便地（或成本较低地）调整自己的投资账户。而这一点对于许多欠发达国家而言则是，或者至少暂时是无法达到的。 6将财富纳入效用函数的做法已经在一些作者的研究中使用过。典型的如Bakshi和Chen (1996)，他们用加入财富的效用函数来刻画Weber(1948)的“资本主义精神”，并说明了这种“资本主义精神”可有效解释股票市场上股票价格的波动，一些学者也将“资本主义精神”引入开放的小国经济模型中讨论。这方面如Evans等(2003)以及Dibooglu和Kenc(2004)的研究，Evans等(2003)发现它可以很好地解释汇率的风险溢价问题，并且当考虑了货币政策的不确定性之后，这一问题可以得到更好的解释。Dibooglu和Kenc(2004)则发现人们对财富和社会地位的关心对储蓄、增长、资产组合分配和资产定价都具有重要的 生了重要影响；Dibooglu和Kutan(2001)对转型经济国家匈牙利和波兰的研究发现，实际冲击对前者的实际汇率波动影响更大，而对于波兰则是名义冲击的影响更大。Wang(2005)对中国实际汇率波动来源的分析发现，实际相对需求冲击是1985-2003年间中国实际汇率的最重要的影响来源。此外，实际冲击对实际汇率波动的影响也并不亚于名义冲击的影响。在资本流动的作用方面，Dadush和Dasgupta(2001)发现，发展中国家实际汇率的波动性平均要比工业国家高出2到3倍，而与资本账户开放相联系的较大规模的资本流动会放大这种波动性。资本流动的波动性提高了实际汇率及其相关变量的波动性（Mckinnon和Pill, 1997; Corbo和Hernandez, 1996）。Shu(2002)也发现对于亚洲和拉丁美洲等引入外资较多的地区，资本流动是影响长期均衡实际汇率以及实际汇率短期变动的重要因素。 4 这一设定刻画了发达国家代表性居民注重财富与社会地位的程度。但这并非表明该特征在欠发达国家中完全不存在，而只是期望表明由于种种限制因素，对财富与社会地位的注重尚未影响到其“代表性”居民的行为（或该国尚未达到此影响发生普遍性作用的阶段）；或其影响弱于发达国家，但本文为便于分析而将其忽略。 5Marber(2003)认为：“……这种成熟的金融体系，是发达国家和发展中国家的一个主要差别，并且对于进一步促进投资和财富创造至关重要”，他还引用世界银行的Ross Levine和Sarah Zervos对49个发展中国家进行检验的结论：经济增长和金融自由市场经济化是密不可分的。可参见该书的中译本：《富足年代——全球化的新说法》，金马译，2004年版，第54-55页。类似的观点，也可见Landes(1998) (中译本：门洪华等译：《国富国穷》，第379-380页)。此外布罗代尔在《15至18世纪的物质文明、经济和资本主义》第二卷中比较了15至18世纪的欧洲与欧洲之外国家的经济状况后也认为：“西方发达的两个基本特征是：高级齿轮的形成，以及在十八世纪交换渠道和交换手段的增多”（引自中译本，127页）。 6 关于财富进入效用函数，Kurz(1968)做出一定的开创性贡献，他最初用一个加入人均资本存量的效用函数探讨财富对最优经济增长路径的影响。结果发现这会导致最优经济增长路径出现多重稳定解。近些年，Cole等(1992, 1995)、Zou (1994, 1995, 1998)、Gong和Zou(2001)将其用于婚姻、储蓄、资本积累以及经济增长等等方面问题的分析。Smith（1999）认为这种“精神”是一种“对资本或财富的偏好”，Smith(2001)则分析了“资本主义精神”影响资产价格的渠道，并认为“资本主义精神”提高会增加，也会降低风险规避程度，并且它有可能会使资产价格下降。
影响。以上两个研究同时也都是在Grinols和Turnovsky(1993, 1994)的框架下做出的，并得出了一些与后者类似的结论。 与以上研究不同，本文将财富引入效用函数是为了区分发达国家与欠发达国家。在所考察的两国模型中，发达国家的代表性居民具有注重追求财富和社会地位的特征，而欠发达国家代表性居民则不具有（或尚未具有）该特征，即两国是非对称的。这体现在外国（发达国家）居民的效用函数中包含了财富的作用，构成了两国在质上的差别。此外，由于两个国家处于不同的经济发展阶段，国内风险程度也不．同，这使得它们在各个外生变量以及参数大小（量）上也存在一定差别。 ．在浮动汇率制度、资本账户开放、投资者的资产调整存在时滞等假设与以上设定的前提下，本文发现：在欠发达国家国内产出波动（相对于发达国家）较大的情况下，当其放开资本流动限制和汇率浮动后，其货币将发生贬值，并往往会出现过度贬值（汇率超调），并且汇率超调并不依赖于冲击的类型。欠发达国家相对较高的产出波动是导致资本流动及汇率不稳定的一个重要原因，而生产率冲击较货币供给冲击能够引发汇率出现更大和更持久的波动。此外，外国居民越注重于追求财富和社会地位，越将导致两国汇率波动幅度加深，尤其是当本国出现意外的生产率冲击时，这种波动幅度更大。 本文共分四部分，第一部分介绍基本模型；第二部分对内生变量求解，并着重描述在本文的假设下经济均衡的特征；第三部分得到名义汇率，并主要分析反映发达国家代表性居民注重财富和社会地位的程度的参数μ对汇率的影响；第四部分将进行一个数值分析，在此部分通过模拟本文中所建立的经济系统，可对本文的结论获得更加深入的认识；最后进行总结。 一、基本模型 （一）财富构成 本文将在随机一般均衡框架下考察一个开放经济的两国模型，即本国与外国。在本文中两个国家是非对称的，其中本国是欠发达国家，外国为发达国家。每个国家居住着一个代表性居民，各消费一种国内生产的产品以及另一种从外国进口的产品。该代表性居民持有四种资产，即本国货币(M/P)、国内政**府短期债券(B/P)、实物资产(K)、与外国政府短期债券(BQ)。并将(BQ−BP)视为国内居民2F2F1F所持有的国外债券净资产，显然，若所持外国债券净资产小于0，则反映了本国居民对外国负债超过其持有的国外资产，并且两国各自持有的国外债券净资产的符号必然相反。于是本国居民的财富构成为（此处及下文为简化，在外国与本国类似的情况下，仅列出本国的形式）： *W＝M/P＋B/P＋K＋(BQ−BP) (1) 2F1FMP以n、n、n、n分别代表这四种实际资产在该代表人所持财富中所占的比重，即：n＝；n＝mbkpmbW*BP(BQ−BP)K2F1F；n＝；n＝；并且n＋n＋n＋n＝1。 kpmbkpWWW在给定的随机结构下，该代表性居民持有的货币和债券资产的收益率分别为： 2dR=rdt−dp=(−π+σ)dt−dp (2a) Mmp2dR=rdt−dp=(i−π+σ)dt−dp (2b) Bbp**22dR=rdt−dq+dp=i−i+π−π+σ−σ)dt−dq+dp (2c) Ppqp
其中，rdt、rdt分别代表货币和本国政府债券在一个很短的时间dt内的实际收益率，而dp是独立并mb2**服从正态分布的随机过程，其均值为0，方差为σdt。而i、i、π、π分别为两国的名义利率和通货p2膨胀率。货币和政府债券的回报率中的σ反映了资产收益率中包含的对价格波动风险的补偿。 p本国在一个时期内的产出dY由国内实物资本K通过随机收益不变的AK型技术生产出来，它的随机项以dy表示： dY＝αKdt＋αKdy (3) DD在不考虑调整成本的情况下，国内资本的实际回报为dR＝αdt＋αdy，即r＝α，即实物资产的实kDDkD际收益率(或资本回报率)。 （二）消费者优化问题 本国居民在其财富约束下，选择资产份额和消费-财富比率使其一生的预期效用最大，在常相对风险规避(CRRA)的效用函数下，本国居民的效用依赖于消费（包括国内商品和进口品）和实际货币余额： ∞1−γ1ηθη(1−θ)(1−η)βtE⎡CC⎤(MP)edt 0＜θ, η＜1 (4) 0DM∫⎣⎦01−γ. ＝ψdt＋dw； n＋n＋n＋n＝1 (5a) mbkpW其中：ψ＝[(nr＋nr＋nr＋nr)－τ]－C/W＝ρ－C/W (5b) mmbbkkppdw＝nαdy－(n＋n)dp－n(dq－dp)－dv (5c) kDmbp(4)中的效用函数反映了消费者可从持有的实际货币余额和当前消费中获得正的效用，γ＞0衡量消费者的相对风险规避程度，γ越大表明消费者风险规避程度越大；当γ＝1时，上述效用函数就转化为对数效用形式。η衡量了消费在本国消费者效用函数中的重要程度，本文假设这个参数在两国相同，ρ为居民所持全部资产的税后回报。此外，本国税收是内生决定的。为满足政府的支出需要，它包含了一个随机项反映税收的变动，其形式如下： dT=τWdt+Wdv (6) 外国代表性居民财富构成的设定类似于本国，但依照前文设定，其效用函数同本国居民的效用函数7存在一定区别：在外国（发达国家）代表性居民的效用函数中，财富也可增进其效用。其设定如下（预算约束条件与本国类似，在此略）： ∞1−γ*1*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μβtE⎡CC⎤(MP)Wedt (4') 0DM*∫⎣⎦01−γ***在(4')中，γ＞0，而当γ≥1时，μ≥0，当γ＜1时，μ＜0。这一假设与Bakshi和Chen(1996)是一致的，︱μ∣反映了消费者注重财富与社会地位的程度。在预算约束(5a)下求解(4)，本国代表性居民的一阶优化条件可写成如下形式： 消费结构：C＝θC；EC＝(1－θ)C (7a) DMη12消费-财富比率：CW={β−(1 (7b) γ)ρ−γ(γ−1 )σ}w1−η(1−γ)2 7为简洁起见，本文将外国消费者拥有的绝对财富纳入到消费者的效用函数中，没有考察相对财富的情况，对相对财富进行考察的例子，可参见Bakshi和Chen (1996)。
(1−η)(CW)货币需求： (7c) n=mηi本国实物资产与持有的外国债券的预期收益率相对于国内债券收益率的风险溢价可表示为： r－r＝γcov(dw, αdy＋dp) (7d) kbDr－r＝γcov(dw,－dq＋2dp) (7e) pb而相应外国代表性居民的一阶优化条件则为（求解过程请参见附录）： ******消费结构： C=θC；C=(1−θ)EC (7a') DM*(1−γ)η1*******2消费-财富比率： CW (7b') {β−(1γμ)ρ−γ(γ1)σ}***w[1−η(1−γ)](1−γ−μ)2**(1−η)(CW)*货币需求： (7c') n=m*ηi外国实物资产与所持国外债券的预期收益率相对于其国内债券收益率的风险溢价： *****r－r＝(γ＋μ)cov(dw,αdy＋dq) (7d') kbF***r－r＝(γ＋μ)cov(dw,－dp＋2dq) (7e') pb**8**此外，根据C/W＞0的均衡条件，应有γ＋μ＞1，而根据γ与μ二者之间的关系，可看出这一条件*即要求γ＞1并且μ＞0。由(7d)、(7e)与(7d')、(7e')可见，两国实物资产的资本回报率以及外国债券相对于本国债券收益率差异大小，取决于财富与各种资产收益波动性差异之间的相关关系，如果cov(·,·)＞0，即某种资产的持有与财富积累呈正相关时，该种资产收益率将提高，而居民的风险规避程度提高将会使该种资产与其他资产的收益率差异扩大。反之，如果cov(·,·)＜0，则情况相反。 （三）政府的预算约束与货币供给 本国政府通过征税和发行债券获取收入，并决定政府支出水平，税收须满足(6)和如下预算约束条件（外国类似）： d(M/P)＋d(B/P)＝dG＋(M/P)dR＋(B/P)dR－BdT (8) MB政府支出遵循随机过程：dG＝gαKdt＋αKdz；即政府支出是国内产出水平的一定比例(g)，并带有DD一个随机项dz。 *并假定两国的货币供给均按照一个固定的速度φ(φ)增长，并遵循如下随机形式： *****dM=φMdt+Mdx；dM=φMdt+Mdx (9) *此外假定两国政府债务与货币供给之间保持固定比例ω(ω)： *****BM=nn=ω； BM=nn=ω (10) bmbm*ω(ω)为两国由政府设定的政策参数，其可被视为是货币与债务之间保持均衡增长假设的随机形式，在开放条件下则反映了政府的冲销政策。 8−γ−βt经济均衡须满足横截性条件，如Turnovsky(1997或2000)的证明，这相当于C/W＞0，该均衡的经limE[We]=0t→∞济波动性还要求E(0)＞0，该条件当且仅当0＜(C/W)/n≡n＋n＜1时才可满足。关于均衡解的类似求法可参见kkpTurnovsky(1997，p367-370)。
（四）国际收支 *在开放经济条件下，本国资本账户与经常账户余额相等，资本净流出额(BQ−BP)与净出口2F1F(dY－dC－dK－dG)之间保持均等。即有如下均衡关系成立（外国类似）： d**d(BQ)－d(BP)＝(dY－dC－dK－dG)＋(BQ−BP)dR (11a) dP2F1F2F1F**dK＋[d(BQ−BP)]＝[(1－g)αK－C＋(BQ−BP)r]dt Dp2F1F2F1F*＋αK (dy－dz)－[(BQ−BP)](dq－dp) (11b) D2F1F二、宏观经济均衡 在上一部分所描述的模型中，本国存在以下外生变量：（1）偏好和技术参数：β、η、θ、γ和α；D（2）政府支出、债务政策和货币政策参数：g、ω、φ；（3）政府支出冲击、生产率冲击与货币供给222冲击：σ、σ、σ，并假设它们之间相互无关。内生变量包括：消费-财富比率、财富增长率、通货zyx膨胀率、税率：C/W、ψ、π、τ；财富、价格、税收等的随机项dw、dp、dv。而外国的相应内生及外生变量除包括以上各项外，还包括一个外生参数μ，刻画外国居民注重财富和社会地位的程度。 当本国代表性居民按照最优化原则选择了消费和资产组合之后，在均衡条件下财富的各个实际组成部分将按照一致的随机增长速度增长： *dMPdBP()()d(BQ)dKdW=====ψdt+dw (12) *MPBPBQKW（一）财富增长率与消费-财富比率 ***首先，令κ＝K/[K＋(BQ−BP)]； 1－κ＝(BQ−BP)/[K＋(BQ−BP)]，[K＋2F1F2F1F2F1F(B/Q－B/P)]表示居民所持的可贸易资产，而κ代表了本国实物资产在其中所占的份额，1－κ则表示本2F1F国居民持有的净外国债券资产在可贸易资产中所占的比重，如本国居民对外国负债超过所持外国资产，*即BQ−BP＜0，κ将大于1，而如果本国居民所持有的外国债券资产超过对外负债，则有0＜κ2F1F＜1。由(7c)、(10)、(11b)及(12)，可以得到： ηi(C/W)ψ=κ(1−g)α+(1−κ)r− (13a) DPηi−(1+ω)(1−η)(C/W)**⎧(2−κ)[ακ(dy−dz)−(1κ)(dx−⎫dx)]1⎪⎪Ddw= ⎨⎬******3−κ−κ+(1−κ)[ακ(dy−dz)−(1−κ)(dx−dx)]⎩F⎭由(7b)以及(13a)，并根据ψ＝ρ－C/W，可以得到本国居民的消费-财富比率： 12CW=η{β−(1−γ)ψ−γ(−1)σ} (13b) w2类似地，对于外国而言，对政府预算约束、货币供给以及国际收支均等式作类似的设定，并根据外国居民的效用函数，外国的财富增长率及消费-财富比率可表示为： ***ηi(C/W)*****ψ=κ(1−g)α+(1−κ)r− (13a') FP****ηi−(1+ω)(1−η)(C/W)
*****⎧(2−κ)[ακ(dy−dz)−(1κ)(dx−⎫dx)]1⎪⎪F*dw＝ ⎨⎬*3−κ−κ+(1−κ)[ακ(dy−dz)−(1−κ)(dx−dx)]⎩D⎭*(1−γ)η1*******2 C/W ＝{β−(1−γ−μ)ψ+(γ+μ)(1−γ−μ)σ} (13b') **w(1−γ−μ)2*****令α＝κ(1－g)α＋(1－κ)r，为外国实物资产以及外国居民持有的本国净债券资产的平均收益pF率。其财富增长率与消费-财富比率的关系在图形上可显示如图2，即外国的均衡财富增长率以及消费-*********财富比率是由GG与CC两条曲线共同决定的。当消费水平满足C/W＜(n+n)α时，财富增长率将kp*****保持为正，而一旦超过(n+n)α，则财富将会出现负增长。但根据前文的分析，由于为满足C/W＞0，kp***需要有γ＞1，因此在此处CC的斜率始终为正。 * ψ ** CC ** *GG*'*' α CC ***(n+n)α kp ** C/W 图2：外国的财富增长率与消费-财富比率 ***由于γ＞1，当其他因素不变，μ增加会使CC向左移动，从而使消费-财富比率下降和财富增长率提高，这说明在外国居民具有较高的风险规避程度的情况下，外国居民愈注重于追求财富与社会地位，9愈有助于其经济增长和财富积累，但从(13b')中也可看到，外部风险的增加则会抵消μ的正面影响，即**减小CC左移的幅度。 （二）价格 再根据两国居民的货币需求函数，我们能够得到两国的价格表示式： **ηMiηMiP=；Q= (14) *(1−η)C(1−η)C通过随机微分，可得到两国的通货膨胀率与价格的随机项： 2π=φ−ψ+σ−σ (15a) wwx***2π=φ−ψ+σ−σ (15a') **wwx*⎧−(2−κ)[ακ(dy−dz)+(1−κ⎫)dx1⎪⎪Ddp=； (15b) ⎨⎬*****3−κ−κ−(1−κ)ακ(dy−dz)+(2−κ)dx⎩F⎭****−(2−κ)κα(dy−dz)+(1−κ)dx1Fdq= (15b') *3−κ−κ−(1−κ)κα(dy−dz)+(2−κ)dx⎪⎪D 9 Weber（1948）也说道：“一旦限制消费与牟利行为的解放结合起来，不可避免的实际结果显然是：强迫节省的禁欲导致了资本的积累。在财富消费方面的限制，自然能够通过生产性资本投资使财富增加”。
*（三）κ与κ *进一步由本国与外国居民的一阶优化条件(7d, 7e; 7d', 7e')以及(13b)与(13b')，可分别求出κ与κ的表达式： 1211⎡⎤Γ+Γ−+r2*2pγ(γ+μ)⎣⎦κ= (16a) 21Γ+Γϒ1211⎡⎤Γ+Γ−+rϒ2*2{p}γ(γ+μ)⎣⎦*κ= (16b) 21Γ+Γϒ22**2γασrrσrrσDy12bbxbbx*其中，Γ=++；Γ=++；ϒ= 2***2**2γγ(γ+μ)(γ+μ)(γ+μ)γ(γ+μ)γ(γ+μ)ασ*Fy*两国实物资产占可贸易资产的比重（κ与κ）是两国各种资产收益率以及外部冲击的函数，当各种资产收益率改变及外部冲击发生时，它们将引发投资者的资产调整。此外，两国投资者的风险规避程度**的对比也会影响到κ与κ的变动方向。同时，债券收益率的决定式中也包含了κ与κ。由(2c)、(15a)、(15a')*以及(13a)、(13a')，可以计算出r、r、r： pbb****⎧(i−i)+(φ−φ)−[κ(1−g)α−κ(1−g)α⎫]DF⎪⎪1**Cr=Cη (17a) i*⎨⎡⎤η⎬i()p()*223−κ−κWW+−[(σ−σ)−(σ−σ)]C*⎢⎥xx*wxw*x*ηi−(1−η)(1+ωC)()Wηi−(1−η)(1+ω)()*W⎣⎦⎩⎭Cηi()W2⎡⎤r=i−φ+κ(1−g)α−+(1−κ)r+(σ−σ) (17b) bDCpxwηi−(1−η)(1+ω)⎢()⎥W**Cηi()*******2Wr=i−φ+κ(1−g)α−−(1−κ)r+(σ−σ) (17c) *F**x*Cηi−(1−η)(1+ω)()*W⎣⎦**此处，本文做出假设：当期投资者的资产份额(κ与κ)由上一期的资产收益率(r与r)决定，而当bb期的投资收益率则由当期的资产份额决定。这意味着投资收益率可瞬间变动，而资产调整则存在时滞，当期期初的资产收益率变动导致资产份额调整经历一期的时间，在下一期期初调整完毕，并决定新一期10期初的资产收益率。由于资本在两国之间可相互流动，因此，债券资产的收益率是由系统内生决定的。 三、非对称两国模型中的汇率 基于消费者的优化条件(7c)和外国的对应条件，由(14)确定的价格水平，在不考虑两国间贸易成本的情况下，可得到名义汇率。由于当经济实现均衡时，消费者的消费-财富比率是一个常数，所以名义汇率可表示为： ***PMiCϕMiWE=== (18) ****QMiCϕMiW对(18)进行随机微分，可得到汇率的随机表达式： 10 这表明资产份额与收益率共同组成了一个动态调整系统。如果系统达到均衡，则资产调整停止；然而如果系统未达到均衡，则资产调整仍将继续下去。
**CC⎧ηi⎫⎡⎤ηi()()***WW(φ−φ)−[κ(1−g)α−κ(1−g)α]+−dE1⎪⎪DFC*⎢⎥*η−−η+ωCi(1)(1)()Wηi−(1−η)(1+ω)()=εdt+de=*dt⎨W⎣⎦⎬*E3−κ−κ **22−(2−κ−κ)[(i−i)+(σ−σ)−(σ−σ)]⎩x*xw*xwx⎭22**+[(σ+σ)+(σ−σ)+(σ−σ)−σ]dt+(dx−dx)−(dw−dw)***xwwxwwwxwxwx(19) *其中ε为汇率贬值率，而de则表示汇率的随机波动。由于κ与κ是各种资产收益率和外部冲击项的函数，这使得名义汇率的调整具有非线性特征。当资产调整存在时滞，式中某个外生变量或参数的改变就会引起汇率发生非线性调整，并且由于不同资产的调整所需时间不同，汇率重新达到均衡所需的时*间也不相同。μ一方面会通过改变消费-财富比率而直接作用于汇率贬值率，另一方面它也存在于κ与κ中，能够通过影响投资者的资产调整而间接作用于汇率贬值率。为了便于分析，我们对模型进行简化（后文的数值分析未做任何简化），假设两国不存在货币供给冲击，并且两国债券收益率相等，即：22σ=σ=σ=σ=0；以及r=0，并且根据(19)式，则ε可化为： xx*wxw*xp⎡⎤**C⎢⎥Cηiηi(()*)**WW (19') ε=(φ−φ)−[κ(1−g)α−κ(1−g)α]+−+(σ−σ)DFC*ww**η−(1−η)(1+ω)Ci()Wηi−(1−η)(1+ω)
()*W
Π2Π⎣1⎦**∂(CW)**(19')显示，μ将通过以下几个渠道影响汇率贬值率：其一，它将引起C/W及Π的变动：当＜1∂μ∂Π111**120时，＜0，即当μ的增加引起C/W下降时，它将导致Π的下降并对本国货币产生贬值压力；此1∂μ外，(19')中的最后一项，即风险因素Π，对汇率的影响则具有很大的不可确定性，它在很大程度上取决2*13*于κ与κ的初始大小，这需要具体分析。其二，μ的提高也会使κ与κ发生调整，根据(16a, b)，μ的提高会引起外资流入，而这将推动本国生产投资的相对提高和外国实物资产占可贸易资产的比重下降，此外还会推动外国投资者增加对本国债券资产的需求，这些都将促使本币升值。从以上各方面来看，当μ提高后，外国居民消费-财富比率的下降会影响外国对本国产品的进口需求，从而通过经常账户促使本币贬值，然而外国资本的流入却通过改善资本账户来推动本币升值。因此本国货币的最终走势将取决于这两股力量的对比。但从长期来看，如果本国的投资效率和劳动生产率不能因资本流入而提高，那么μ的提高可能会造成本国财富下降或增长缓慢，本币在长期中将贬值。 此外应当注意，在μ处于不同水平的情况下，其他外生变量（技术性因素、风险因素或政策性工具）的变动对汇率贬值率的影响也会依μ的变化而不同，这些外生变量的影响将可能被放大或缩小，这也将直接影响到汇率波动的程度。 由此看来，参数μ对汇率的最终影响是通过众多因素和变量综合作用的结果。但当前的结论是在无 **2*2∂(CW)ηi∂Π∂μ111 同时也应满足国外名义利率水平非负的条件，由Π对μ求导有：=。 1∂μ**2⎡**C⎤(3−κ−κ)ηi−(1−η)(1+ω)()*⎢⎥W⎣⎦12这一点与静态条件下的直观结论不同，在汇率的确定性表达式(25)中，μ会使外国的消费-财富比率下降，从而推动本币升值（E下降）。 13* 从当前的情况看，如κ＞1而0＜κ＜1，即外国（发达国家）持有本国（发展中国家）的债券资产量大于本国持有的外国债券资产量，那么这一项很有可能是负的，即会推动汇率升值，因为在此时： 222222α(σ+σ)*α(σ+σ)*∂ΠDyz*22**Fy*z**2**2*2∂∂κ∂κ∂κ={2κκ+κ(κ−κ+κκ)}{κ(κ−κ+κκ)+2κκ(1−κ)} **3**3μμμμμ(κ+κ−κκ)(κ+κ−κκ)
≥0≤0≤0≤0读者可自行验证。除以上分析外，我们在此将μ通过方差项对本国消费-财富比率影响忽略不计。
货币供给冲击以及两国债券收益率相等的假设下得出的，如果考虑了货币供给冲击以及债券收益率存在差异之后，这个结果还会更加复杂，即如果r≠0，汇率的决定将如(19)式，此时当μ提高后，汇率不仅p*取决于式中消费-财富比率、κ与κ等变量的调整情况，而且还取决于两国风险因素的对比，风险的巨大差异可能将导致资本大规模流动，并将使汇率在短期内出现剧烈波动。下面本文将通过数值分析来获取对以上分析结论的进一步认识。 四、数值分析 （一）参数取值及数据说明 为得到对模型进一步的理解，本节将进行一个数值分析，即通过对模型中各外生变量及参数以实际值，而后对模型进行求解。这首先涉及到对模型中相关数值的选取。模型中出现的外生变量，既包括**如时间偏好率(β、β)、相对风险规避系数(γ、γ)、反映效用函数中消费的的重要性的参数(η)、反映发达国家代表性居民注重财富和社会地位的程度的参数（μ）等，也包括一些基于实际统计数据的外**生变量，如两国债券与货币的比率(ω、ω)、资本回报率(α、α)、利率、政府支出增长率(g、g)、DF*货币供给增长率(φ、φ)以及三类风险性因素(生产率冲击、货币供给冲击以及政府支出冲击)。前一类外生参数的取值主要根据以往的研究，后一类外生变量的取值则来自于本文所选的两类国家（发达国家与欠发达国家）的实际统计数据。下面对选取的数据进行一一说明。 首先关于模型涉及的各个参数值，对于两国时间偏好率(β)的选择，本文参照Turnovsky和Chattopadhyay(2003)、Giuliano和Turnovsky(2003)等研究中的作法，将其都设定为。而相对风险规避系数的取值则存在很多争议，Friend和Blume(1975)认为这个系数的值应大于1，并很有可能会超过2，γEpstein和Zin(1991)则发现的值集中于1附近，这表明效用函数接近于对数效用函数。Szpiro(1986)的γ结论认为该系数应在与之间，而Constantinides等(1998)的经验证据却表明应在2到5之间，综合了以上研究结论后，我们将两国基准(benchmark)的相对风险规避系数都设定为，这与Turnovskyμ和Chattopadhyay(2003)、Giuliano和Turnovsky(2003)等研究的取法也是一致的。本文将参数的基准值γμ定为1，这个取值参照了Bakshi和Chen(1996)的检验结果，此外，本文中与相加后(发达国家居民的14μ相对风险规避系数)为，这与他们的检验结果也大体一致。另外为了比较参数变动所产生的影响，η我们也将对其取值做适当变化。对于反映效用函数中消费重要性的系数()我们选作，这是基于15Walsh(1998)中所使用的计算结果，为分析简便，本文假定这个参数在两个国家是相等的。 对于第二类外生变量，包括资产回报率、货币供给增长速度、政府支出规模、产出波动、货币供给波动以及政府支出波动等外生变量，它们的取值基于所选择国家的实际统计数据（所有数据均来自IFS，International Financial Statistics）。由于本文探讨的是浮动汇率制度下的汇率决定问题，因此所选择16的对象国均为实行浮动汇率制度（或管理浮动汇率制度）的国家。首先，根据本文模型中的研究对象：发达国家与欠发达国家，我们分别选择一些代表性国家。发达国家中我们选取了美国、日本、英国、欧元区国家（指第一批加入欧元区的国家，但希腊除外）、加拿大、澳大利亚以及新西兰等七个国家和地 14 Bakshi和Chen (1996)的检验结果表明，参数μ取值范围在与之间，而相对风险规避系数则在到之间，二者相加后的值则位于到之间。 15 该文中反映货币在效用函数中的重要程度的参数值为，这与本文模型中η=正好相对应。参见该书的中文译本：卡尔·E·瓦什：货币理论与政策；中国人民大学出版社，2001年版，第51页。 16本文的选择参照了Bubula和İnci Ötker-Robe(2002)中对世界各国汇率制度的分类，以2001年该国实行的汇率制度为准。
17区；对于欠发达国家，根据Bubula和İnci Ötker-Robe(2002)关于2001年采取不同汇率制度的国家的分类和统计，我们选择了巴西、智利、哥伦比亚、捷克、埃及、印度、印度尼西亚、韩国、墨西哥、巴基18斯坦、秘鲁、菲律宾、波兰、俄罗斯、南非、泰国、土耳其以及中国（虽然在2001年中国的汇率制度被归为“盯住单一货币”一类，但考虑到中国经济的重要性，同时也考虑到中国目前正在进行的汇率制度改革，本文将其加入所选国当中）。各国的季度时间序列数据整体上从1980年1季度开始，到2005年3季度结束，但各个国家的数据时段并不完全一致，我们最后采用的是基于各国整体数据的平均值。 在数据的处理上，本文以各个国家的政府消费支出与当期GDP的比值(G/Y)来衡量政府支出规模；资本回报率为本期与前期GDP的变动与前期固定资产形成的比值(ΔYK)，货币供给增长率以各个国家货币存量(M)自回归的系数衡量，产出波动、货币供给波动、以及政府支出波动分别以各国实际GDP、119M货币量和实际政府支出数据的自回归残差绝对值与拟合值之比的均值反映，数据处理的结果在附表11、2中列出。 由于本文使用的全部是季度数据，因而，各国数据不可避免地都存在不同程度的季节性。在当发现某一国家的数据存在季节波动性的时候，本文都对其采取了季节调整，以消除季节性波动因素。另外，虽然欠发达国家虽然具有相对较高的资本回报率，但同时其波动也较大，而且季节性波动相对较强，对于货币供给波动与政府支出波动也是如此，欠发达国家都要高于发达国家，并且欠发达国家内部也差别较大。在下文的分析中我们将看到，两国产出波动的差异是诱发资本流动和汇率波动的重要原因。 此外，模型还涉及到两国的名义利率指标。本文参考了IFS各国数据库中发达国家与欠发达国家3个月国库券利率，最终采用的是两类国家的约略平均值，我们将发达国家的该指标设定为，欠发达国家被设定为。模型涉及的另外一个固定参数是国内政府债券与国内货币总量的比率，Evans等(2002)经过对法国、德国、英国、日本从1979年到1999年的季度数据的计算后发现该指标平均为，对于欠发达国家而言，Evans和Kenc(2003)对土耳其的数据计算该参数为，本文依照《中国统计年20鉴》对中国自2000年以来该参数的计算为，最终本文将该参数设定为，这个做法虽然比较武断，但是实际上在模拟中我们发现，该参数的大小在模型中并不会对分析结果产生很大影响。 （二）数值分析结果 在进入对经济系统的分析之前，我们首先考察一些参数（如反映发达国家居民注重财富和社会地*位的程度的参数μ，相对风险规避系数γ以及资本回报率α）的变动对外国财富增长率及其消费-财F*富比率的影响。在k＝k＝1的初始条件（两国不存在债券资本流动）下，它们的影响如附图1-3所示，可明显看到，μ的提高将会提高发达国家的财富增长率，并促使其消费-财富比率下降，这说明当居民越注重于追求财富与社会地位，将越会促使他们减少消费和增加投资，从而有助于提高该国的财富水平。*而相对风险规避系数γ的增加则会起到相反的作用，即增加消费-财富比率，并促使投资者减少有风险的生产投资，从而导致财富增长率的下降。与这两个参数的影响方式不同，资本回报率的上升会在整体***上使财富增长率和消费-财富比率都得到提高，这也正如图2所显示，μ与γ的变动会使CC发生平行**移动，从而使财富增长率与消费回报率之间发生替代性变动，而资本回报率的提高将会使GG向外扩 17 确切地说，依照Rogoff等(2003)的划分，本文选用的均为新兴市场经济国家（Emerging Market Economies）。 18根据Bubula和İnci Ötker-Robe(2002)， 2001年，在本文选取的新兴市场经济国家中，除印度实行的是“严格管理浮动(tightly managed floating)”，埃及、巴基斯坦、俄罗斯以及泰国实行的是其他管理浮动(other managed floating)之外，其余国家均实行的是独立浮动(independent floating )制度。 19 实际GDP与政府支出的数据均使用各国的GDP缩减指数（2000年=100）调整成为实际值。 20本文使用了《中国统计年鉴》2000年以来的年度数据，通过计算国债年底余额与M货币量的比值得到了该结果，并发1现该比值几年来一直稳定于左右。
张，从整体上增加该国的财富和消费水平（同样，本国的资本回报率增加对本国的财富与消费也会产生类似的效果）。从上面的分析中可见，参数μ的提高能够对该国的经济增长产生有利的作用。 *下面将对本文的模型系统进行数值模拟和分析。以下所有的分析都从k＝k＝1（即两国之间的债券市场不互相开放，无债券的相互购买）的初始状态开始，所采用的数值基于附表3，而模拟对象则是系统中的(13a, b)、(13a', b')、(16a, b)、(17a, b, c)和(19)式共10个关系式，其中需要确定的变量有两国的财富增长率、消费-财富比率、资产份额、债券收益率以及汇率贬值率等共9个变量。附表4~13列出了所有数值分析的结果，附图4~8中列示了在资本流动的影响下，两国名义汇率贬值率的变动。 21作为分析的一个基准，附表4与附图4 显示了在不存在任何外部扰动的情况下，在资本账户开放后，单纯的资本自发流动对两国经济以及汇率所产生的影响。它表明，即便不存在任何外界扰动，在欠发达国家放开资本账户和汇率后，它与发达国家之间的基本经济因素和波动存在的差异也会诱发资本22从欠发达国家流向发达国家，而欠发达国家的货币将首先出现大幅度的跳跃性过度贬值，随后如果无其他任何外界干扰，汇率将回调并向其长期均衡值收敛，这一趋向长期均衡的过程也是在波动中完成的，它将随两国债券收益率差异的稳定而稳定下来。尽管本币在最初的贬值后出现了回升，但是总体而言，欠发达国家货币在资本流动限制放开后仍将出现较大幅度的贬值。这个例子同时也显示：即便不做出如Dornbusch(1976b)的粘性价格假定和货币扩张的外在条件，国际资本市场上的资本流动也可使汇率出现“超调”，并且汇率在过度反应之后并非平稳地趋向其长期均衡值，而是在波动中实现的。 在资本限制放开后，之所以会出现大规模的资本由欠发达国家向发达国家的单方向流动，这主要是因为欠发达国家存在相对较大的产出波动，这也意味着欠发达国家的经济风险高于发达国家，这些风险造成欠发达国家财富增长率下降，并导致债券收益率的下降。尽管欠发达国家的资本回报率高于发达国家，但如果这不能使投资者的收益（投资于欠发达国家债券所获得的收益）弥补生产率冲击所形成的风险，资本就会单方向的大规模流出。受此影响，汇率将在短期内出现剧烈波动和大幅度贬值，欠发达国家的财富增长率也将相对发达国家发生下降。同时从附表4中也可看到，尽管两国债券收益率差异最终会在某一水平上稳定下来，但这种差异并不会完全消失，这说明，由于风险的存在，即便在资本完全流动的情况下，两国债券收益率差异也不能够完全消除。 23附表5、6与附图5显示了在欠发达国家经历了持续性生产率冲击和暂时性生产率冲击之后的两国资本流动以及汇率调整的情况。通过对两种冲击影响的对比可容易地发现：持续性生产率冲击对汇率的影响要明显大于暂时性生产率冲击。这表现在：虽然在两种情况下汇率都将在11期后趋于稳定，但汇率的贬值程度与波动幅度明显不同。持续性生产率冲击将使汇率出现程度更大的贬值，而暂时性生产率冲击则会使汇率在短期内出现更大幅度的波动（在过度贬值后将出现更大幅度的回调）。 如果仔细分析财富增长率与汇率贬值率的变动过程，可进一步看到，实际上生产率冲击在短期内并不会立即对当期的财富增长率产生重大影响（当期财富增长率是由资本回报率（α、α）等因素主导DF的，参见13a, b、13a', b'），但是它却会对当期的资本流动产生巨大影响（即影响到当期期末的资产份额*κ与κ，参见16a与16b式），这反映了短期资本具有的易变性，即短期资本能够较敏感地察觉外部的变动并迅速做出反应。然而整个经济的反应则相对迟缓，直到短期资本调整完毕，波动的负面影响才会显露（影响到下一期的财富增长率）。由于资本流动与财富存量在反应上的差异，短期内汇率则往往受资 21 本文下面在存在外部扰动的系统模拟将结合这一基准情况进行对比分析。 22 很多发展中国家的资本流出表现为资本外逃的形式。Rojas-Suárez(1990)曾估计了一组非常相似的发展中国家的总外国债权，主要以私人资本外逃的形式，发现它们达到这些国家的总外债的2/3左右，或约占GDP的一半左右。 23 以当前的分析为例，本文将持续性生产率冲击定义为在第0期产出波动为，而在第一期及以后各期永久性变动至的水平，暂时性生产率冲击为在第0期产出波动为，第一期产出波动提高到，但第二期及以后各期又恢复到的水平。后文对持续性以及暂时性货币冲击的分析和处理方式与此处的思路相同。
本流动和外部冲击的主导而发生过度反应（过度贬值）。而对这种过度反应的纠正则是通过财富存量的2425相对稳定性实现的。这说明：即便两国基本经济状况未发生重大改变，但外部冲击（甚至是对冲击的预期）也将通过影响资本流动而使汇率在短期中出现剧烈波动。 由于生产率冲击发生于放开资本流动限制之后，结合附图5，我们可将外部冲击下的汇率波动（记为V）分解为两部分：一部分汇率波动是单纯因为外部冲击而发生的（记为V），而另一部分则是由于S单纯的资本流动造成的（记为V）： CFV=(V−V) (20) SCF在这两部分波动中，前者的汇率波动来自于欠发达国家与发达国家经济之间固有的波动性差异，而后者则是由异常外加的冲击导致的。这样分解之后，我们会看到：在当前的情况下（即产出波动程度由上升至），虽然总体上汇率将出现大幅度贬值，但如果除去资本流动因素后，持续性的生产率冲击将确定地使欠发达国家的货币发生贬值（因为V＞0）。而暂时性的生产率冲击只会在短期内使S欠发达国家的货币贬值，但长期中并未使之贬低，甚至相反，它有可能使本币发生相对升值(因为它通过吸引部分资本回流，从而减弱了本币因单纯资本流动而发生的贬值程度)。 相比之下，货币供给冲击对整个经济以及汇率贬值率的影响要小于生产率冲击（所造成的影响）。附表7、8与附图6显示了本国货币供给波动由提高至时的情况：汇率因货币供给冲击而发生的调整虽然同样出现了短期超调，但其最终稳定所需的时间要小于在生产率冲击下的恢复所需时间，它所造成的汇率波动也相对较小。这主要由于在当前的情况下资本流动所受到的影响不如在生产率冲击对它的影响大（虽然货币供给的波动幅度要大于前面产出波动的幅度），由于生产率冲击还将影响到实物资产的调整，这会延长资产调整的时间，而货币供给冲击的影响则主要影响债券资产的调整。受此影响，汇率波动在生产率冲击影响下的持续时间更长。同样对汇率的贬值率进行分解也可看到：在当前的波动幅度下，持续性的货币供给冲击会使本币出现“额外”的贬值，而暂时性的货币供给冲击并未造成这种“额外”的影响（可通过将附表7，8与附表4中汇率贬值率一栏的结果对比看出）。 外国名义利率变动(由3%永久性变动至4%)对本币的影响同本国货币供给冲击的影响类似（见附表9与附图7），甚至它在短期使汇率发生贬值的幅度还要小于后者，但相对于资本限制放开后的汇率贬值率(4%)而言，仍略有贬值(%)。但在短期的过度贬值之后，汇率将会回复。在该种情况下的汇率贬值率不仅小于在货币供给冲击下的情形，而且剔除了资本限制放开的因素后，在该情况下的汇率贬值率还略低（即本币会有所升值）。这是由于外国利率的上升将提高外国债券的收益率，这会增加本国居民海外资产的收益，进而增加其财富，这可部分地弥补本国的财富增长率的下降，在长期中这将减弱汇率的贬值程度，甚至使本币升值。 最后，附表10~13与附图8显示了反映发达国家居民注重财富与社会地位的程度的参数μ（在附图8中以CS作为标记）的变动对资本流动和汇率贬值率的影响（可将该图同附图4进行对比）。我们发现，μ越大，其对资本流动和汇率的影响越明显。这主要表现在：当μ增加，它会加剧本国货币的过度贬值和回调的幅度，或者说会使其波动幅度增大。这同时也反映在资本流动上，总的来说，在其他因素不变 24这种相对稳定性指的是财富存量的稳定性，它并不排除财富增长率会发生滞后的剧烈反应。 25在这里可以看到，本文中的汇率超调及回复的原因与Dornbusch(1976b)的原因存在明显的不同。后者的超调是由商品市场与资本市场上价格变动差异导致的，而本文的汇率超调是因资本流动的易变性与财富存量的相对稳定性而形成的。Johnson(1976a)曾指出：“存量的赤字本质上是暂时的，并不意味着该国经济地位的实质性恶化”。由于存量相对于流量所具有的相对稳定性，如果短期内资本的流出并未对国内投资产生重大影响，那么这种流出所造成的汇率贬值必然会发生回调，这就是本文此处“汇率超调”的原因。此处的另外一个隐含含义在于：汇率虽然在短期内会因资本流动而发生剧烈波动，但其最终仍将由财富存量所主导。
的情况下，资本市场的放开都将使欠发达国家资金流向发达国家(这表现在0＜κ＜1)。但参数μ越大，欠发达国家持有发达国家资产的相对比重越小（表现在κ越大），或者说由发达国家向欠发达国家流动的资本规模越大，这种流动在提高本国财富增长率的同时，也加剧了两国之间汇率的波动程度。同时，参数μ越高也越能够最终减弱欠发达国家货币的相对贬值程度。此外μ的作用还体现在债券收益率的差异上，μ越大，两国债券收益率的差异也越小，这说明它会促进金融市场上的套利。但由于风险因素的存在，两国间的债券收益率差异并不能完全消除。 同时我们发现：在μ值较高的情况下，欠发达国家生产率冲击增强导致的资本外流，其程度将大于μ值较低的情况，并会进一步加剧欠发达国家货币的贬值，这在极端情况下甚至会使欠发达国家陷入危机。因此当外国资本大规模流入时，对于欠发达国家而言，保持国内的产出和经济稳定是十分重要的。 另一方面，对于即将开放资本账户的欠发达国家来说，在其开放的过程中，应当能够确保其国内产出波动较小，并保持稳定。而如果其国内生产率冲击较大，则有必要对资本账户保持一定程度的管理，否则完全放开对资本的限制就会可能导致国内资本大规模流出，财富增长率下降，从而恶化该国的经济地位，并造成汇率的大幅度波动，这尤其对十分依赖贸易的欠发达国家来说，将产生不利的影响。这同时也表明：产出波动较大的欠发达国家不宜于过早放开资本账户和实行完全独立的浮动汇率制度。 总 结 本文从理论角度分析了国际资本流动对欠发达国家经济以及汇率波动的影响。本文的结论主要归纳如下：首先，发达国家居民注重于追求财富与社会地位将有助于其本国的财富增长；其次，本文在数值分析中发现：在欠发达国家国内产出波动相对较大的情况下，当放开资本流动限制后，其货币将发生贬值，并往往会出现过度贬值（汇率超调），但同Dornbusch(1976b)过度贬值的原因不同，在这里主要是由于资本流动的易变性与财富存量的相对稳定性造成的，这说明汇率超调未必一定需要商品市场价格粘性的假设。此外，欠发达国家的生产率冲击是导致资本流动及汇率不稳定的一个重要原因，对于已经或即将开放资本账户的欠发达国家来说，如果其国内生产率冲击较大，资本流动将导致汇率的大幅度波动，因此对汇率保持一定程度的管理是十分必要的；最后本文发现，发达国家居民越注重于追求财富与社会地位，虽然会促使资本向欠发达国家流动，但它同时也越会造成发达国家同欠发达国家之间的汇率波动，尤其在欠发达国家产出波动增强的情况下，它将更为加深其汇率的贬值程度。 由此本文认为，在欠发达国家开放资本账户以及向浮动汇率制度转变的过程中，应当确保国内产出波动处于较低水平和保持稳定，否则将易造成资本外流以及经济水平下降，这同时也暗示，产出波动较大的欠发达国家不宜于过早开放资本账户和实行完全独立的浮动汇率制度。
附录：本文模型的求解： 消费者的随机优化问题就是通过选择消费-财富比率和资产组合份额，从而达到效用最大化： ∞1−γ*1*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μβt*E⎡CC⎤(MP)Wedt 0＜θ, η＜1；γ＞0 (A1) 0DM*∫⎣⎦01−γ*dW**. ＝ψdt＋dw (A2a) *W****n+n+n+n=1 mbkp其中： *************** ψ=ρ−CW=[nr+nr+nr+nr−τ]−CW； (A2b) mmbbkkpp*******dw=nαdy−(n+n)dq−n(dp−dq)−dv (A2c) kFbmp*首先定义值函数V(W,t)，根据伊藤微分，定义其微分生成元为： 2∂V∂V1V**2L[V(W,t)]=+ψW+σW (A3) ***WtW2∂W在给定指数时间贴现条件下，V可被假设为如下时间可分形式： −βt**V(W,t)=eX(W) ******正规的消费者优化问题就是选择C,C,n,n,n,n，并最大化： DMmbkp*(1−γ)1λ*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μβt−βt*−βt****⎡CC(MQ⎤)We+L[eX(W)]+e(1−nn−nn) (A4) DMkbmp*⎣⎦1−γ******−βt其中，λ代表拉格郎日乘子。首先对C,C,n,n,n,n等求一阶偏导数(并消去e)： DMmbkp*−γ*ηθ*η(1−θ)*(1η)*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μηθ⎡CC⎤⎡⎤(MQ)CC(MQ)W=X (A5a) *DMDM⎣⎦⎣⎦W*−γ*ηθ*η(1−θ)*(1η)*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μη(1θ)CC(MQ)CC(MQ)WEX (A5b) *DMDMW*−γ*ηθ*η(1−θ)*(1η)*ηθ*η(1−θ)*(1−ημ)*−η(1−η⎡⎤)CC(MQ)CCWnDMDMm⎣⎦ (A5c) ****2λ+rWXdt+cov(dw,−dq)XW=dt**mβWW****2λrWXdt+cov(dw,−dq)XW=dt (A5d) bβ*****2λrWXdtcov(dw,αdy)XWdt (A5e) kFβ****2λrWXdt+cov(dw,−dp+dq)XW=dt (A5f) pβ并满足约束条件： ****n+n+n+n=1 (A5g) mbkp
******以上方程决定了C,C,n,n,n,n以及λ等，除此之外，(A5a-g)中所求出的各个变量的最优DMmbkp值还须满足贝尔曼方程： *1−γ⎧1⎫*ηθ*η(1−θ)*(1−η)*−μβt−βt*Ma⎡⎤xCC(MQ)We+L[eX(W)]=0 (A6) ⎨⎬DM*******⎣⎦C,C,n,n,n,nDMkmbp1−γ⎩⎭即要求各变量的最优值同时能够满足下式： *1−γηθη(1−θ)1⎡m⎤*m**(1−η)*−μ*m**2*21CC(MQ)W−βX(W)+ψWX+σWX=0 (A7) ***DM2*WwW⎢⎥1−γ⎣⎦*消费者问题的解即是通过求解值函数X(W)，并求出(A5a-g)中的一阶条件以及贝尔曼方程，值函数的解一般可通过猜解的方式得到，我们假设其为如下形式： ***(1−γ−μ)X(W)=δW (A8) 首先可以求得： ****(−γ−μ)**(−γ−μ−1)X=δ(1−γ−μ)W；X=δ(1−γ−μ)(−γ−μ)W (A9) ***WWW****将(A5a, b)两式相除，可得到：(1−θ)C=θCE，E是两国间的名义汇率。由于C=C+CE，DMDM从而可立即得到： ****C=θC；CE=(1−θ)C (A10) DM将(A9)、(A10)代入到(A5a)中，再将所得结果代入(A7)，并根据(A9)，经过简化后可计算出消费-财富比率： *(1−γ)η1*******2CW (A11) ={β−(1γμ)ρ−γ(γ1)σ}***w[1−η(1−γ)](1−γ−μ)2****由于ψ＝ρ－C/W，可进一步得到： *(1−γ)η1*******2CW={β−(1γ−μ)ψ+(γ+μ)(1−γμ)σ} (A12) **w(1−γ−μ)2***2**2将(A9)及(A10)代入(A5c)，化简并与(A5d)相减，且根据r＝－π＋σ以及r＝i－π＋σ；可mbqq最终得到： **(1−η)(CW)* (A13a) n=m*ηi最后，以(A5e-f)分别与(A5d)相减并化简，可进一步得到： *****r－r＝(γ＋μ)cov(dw,αdy＋dq) (A13b) kbF***r－r＝(γ＋μ)cov(dw,－dp＋2dq) (A13c) pb
附表与附图 附表1：各国产出、货币、政府支出增长率及波动 国家 GDP增标准 货币增长率标准 政府支标准 σ σ σ 长率 误差y 误差 x出增长误差 z率 发达国家 美国* 日本* 英国* 欧元区 加拿大* 澳大利亚* 新西兰* 挪威* 瑞典* 瑞士* 平均 新兴市场经济国家 巴西* 智利* 中国 哥伦比亚* 捷克** 埃及** 印度尼西亚* 印度*** 韩国* 墨西哥* 巴基斯坦** 秘鲁* 000053 菲律宾* 波兰* 俄罗斯** 南非* 泰国** 土耳其* 平均 注1：*表示2001年实行独立浮动汇率制度，**表示实行其他管理浮动汇率制度；***表示实行严格管理浮动汇率制度。 注2：欧元区成员国包括：法国、德国、比利时、芬兰、卢森堡、意大利、奥地利、荷兰、爱尔兰、葡萄牙、西班牙、希腊。由于希腊可获得的数据长度不足，因而将其从样本国家中排除。 注3：“平均”栏中的黑体字表示模型中采用的指标在使用各国实际数据计算后的结果，并在数值分析中参考使用；而其他结果虽然列出，但并未使用。
附表2：各国资本回报率与政府规模 发达国家 资本回报率 政府规模 欠发达国家 资本回报率 政府规模 美国 巴西 日本 智利 英国 中国 加拿大 哥伦比亚 澳大利亚 捷克 新西兰 埃及 欧元区(11国) 印度尼西亚 法国 印度 德国 韩国 意大利 墨西哥 芬兰 巴基斯坦 卢森堡 秘鲁 比利时 菲律宾 奥地利 波兰 爱尔兰 俄罗斯 荷兰 南非 葡萄牙 泰国 西班牙 土耳其 挪威 瑞典 瑞士 平均 平均 附表3：两国外生变量及参数选取值列表 参数 本国 外国 偏好参数 时间偏好率（β） 风险规避系数（γ） 消费的重要程度（η） 消费者注重财富与社会地0 , , , 位的程度（μ） 债务政策参数（ω） 利率(i) 6% 3%, 4% 政府规模（g） 货币供给增长率（ φ） 资本回报率（α） 随机冲击 产出波动, (σ) y , 货币波动(σ) x 政府支出波动(σ) z 注：涂黑的部分为在基准模拟中所使用的数值。
附表4：资本限制放开后的资本流动与汇率变动（无任何其他冲击） **（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1） 本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 2 3 附表5：永久性生产率冲击下的资本流动与汇率变动 **2（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1；σ＝→） y本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 2 4
附表6：暂时性生产率冲击下的资本流动与汇率变动 **2（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1；σ＝→） y本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 2 附表7：永久性货币波动下的资本流动与汇率变动 **2（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1；σ＝→） x本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1
附表8：暂时性货币波动下的资本流动与汇率变动 **2（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1；σ＝→） x本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 附表9：外国利率变动后的资本流动与汇率变动 ***（γ＝γ＝；μ＝1；初始条件：κ＝κ＝1；i＝→） 本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 附表10：μ的影响（1） **（γ＝γ＝；初始条件：κ＝κ＝1；；μ＝1→） 本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1
附表11：μ的影响（2） **（γ＝γ＝；初始条件：κ＝κ＝1；μ＝1→） 本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 5 附表12：μ的影响（3） **（γ＝γ＝；初始条件：κ＝κ＝1；μ＝1→） 本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 5 附表13：μ与永久性生产率冲击的影响（4） **2（γ＝γ＝；初始条件：κ＝κ＝1；μ＝1→；σ＝→） y本国财本国消外国财外国消本国债外国债两国债汇率贬时期 k k* 富增长费-财富增长费-财券收益券收益券收益值率 率 富比率率 富比率率 率 率差 0 1 1 6
附图： 附图1：μ的变化对外国财富增长率与消费-财富比率的影响（k=k*=1；γ*=）-02外国财富增长率-02外国消费-财富比率+00 附图2： 外国居民风险规避程度变动对外国财富增长率与消费-财富比率的影响 （k=k*=1; μ=1）-02外国财富增长率-02外国消费-财富比率+00 附图3： 外国资本回报率变动对外国财富增长率与消费-财富比率的影响（k=k*=1; γ*=;μ=1）-02财富增长率-02消费-财富比率+-02253545556575859510203040506070809..
附图4：资本限制放开后的资本流动与汇率贬值率汇率贬值率（左轴）两国债券收益率差异（左轴）外国k（右轴）本国k（右轴）时期 附图5：持续性产出波动与暂时性产出波动下的汇率贬值率资本限制放开后的汇率贬值率持续性产出波动下的汇率贬值率1暂时性产出波动下的汇率贬值率时期 附图6：持续性货币波动与暂时性货币波动下的汇率贬值率（初始汇率贬值率＝%）持续性货币波动下的汇率贬值率暂时性货币波动下的汇率贬值率资本限制放开后的汇率贬值率301234567时期 %%
附图7：外国利率变动后的汇率贬值率外国利率变动下的汇率贬值率1资本限制放开后的汇率贬值率时期 附图8：μ的变动与汇率贬值率=====+产出波动=时期 %%
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