日本超量化宽松货币政策效果分析范文

摘要：

从蒙代尔—弗莱明—多恩布什（M—F—D)模型及新开放经济宏观经济学模型（NOEM）出发，通过构建SVAR模型，基于汇率传导机制分析日本量化宽松货币政策效果。研究结果表明：日本超量化宽松货币政策短期效果良好，汇率对物价的传导作用较显著，对产出的传导受阻，主要因为日元贬值未明显改善贸易收支；随着日本基础货币投放加码，广义货币供应量增长速度放缓，货币流动性有可能滞存金融体系并滋生资产泡沫，政策效果随之打折；鉴于日本量化宽松货币政策有愈演愈烈之势，易与美国退出量化宽松产生共振效应，故中国不仅应吸取其宽松金融政策的实践经验，同时需要审慎对待并及早应对其负面冲击。

关键词：

日本；量化宽松；汇率传导机制；SVAR；政策效果

一、引言

在以利率为主要调控工具的“价格型”货币政策与财政政策调控空间均缩窄的情况下，日本学术界对量化宽松货币政策效果寄予厚望[1]。2008年全球金融危机以来，日本施行量化宽松货币政策的步伐趋于加快，政策目标从最初的稳定金融市场开始转变为解决通货紧缩和提振经济。“日本版”量化宽松货币政策最显著的成效便是有力引导了日元下行。日元汇率贬值有助于打破日本市场现有的利益格局，指引资金流向，一方面借由汇率下行促进出口，增加投资及消费，进而拉动产出增长。另一方面抬高进口原材料及商品价格，可以通过汇率传递效应影响物价。如果说，“日本版”量化宽松货币政策的显性目标不外乎稳定金融体系、摆脱通货紧缩及提振经济，那么其隐形目标则是革新日元汇价机制[2]。2014年10月底美国宣布退出量化宽松，然而仅隔一天，日本央行突袭式扩大量化宽松规模。“日本版”量化宽松货币政策持续发酵，开始与美国背道而驰，美日元汇率在未来难免震荡。尽管国内量化宽松货币政策研究成果较丰富，但大多以研究美国为主，研究日本的相对较少，且实证分析集中于小泉时期的首次量化宽松政策阶段，对于金融危机以来规模持续扩大的超量化宽松货币政策的效果缺少实证探析，量化宽松货币政策的汇率传导机制研究也相对空白。因此，文章拟通过构建SVAR模型，基于汇率传导机制，分析金融危机以来日本超量化宽松货币政策的效果，以期探析对中国的政策启示。

二、金融危机以来日本超量化宽松货币政策轨迹

为探析日本自金融危机以来施行的量化宽松货币政策效果，首先需明晰在此期间日本量化宽松货币政策的演变轨迹。2008年雷曼公司宣布破产，以此肇始的世界金融海啸席卷全球。日本为保持金融危机期间市场所需的流动性充裕，紧急启动了量化宽松货币政策，之后东日本大地震及核电灾害使日本经济雪上加霜，日本量化宽松货币政策的目标逐渐由最初的稳定金融体系开始向解决通缩和改善经济环境转变。2012年底安倍上台之后，日本量化宽松货币政策的施行力度空前加大，成为世界经济焦点。金融危机以来日本逐步走上施行超量化宽松货币政策的轨道，主要分为两个阶段：一是2008年至2012年施行的广泛性宽松货币政策；二是2012年至今施行的异次元量化宽松货币政策。

（一）2008年至2012年：广泛性宽松货币政策2007年美国爆发次贷危机，2008年愈演愈烈为全球性的金融危机，作为金融大国的日本难免冲击。为缓解金融市场的流动性紧张，时任日本央行行长的白川方明紧急启动量化宽松货币政策，主要措施有：分两次将无担保抵押贷款隔夜利率从0.5%下调至0.1%；向银行间市场及私人机构注入流动性，加大购买政府债券的力度，截至2009年3月，日本银行对长期国债的月购买量从1.2万亿日元提高到1.8万亿日元[3]，扩大银行合格抵押品范围、签订货币互换协议以缓解银行间市场流动性压力，越过商业银行等金融机构，通过购买商业票据和公司债券等信用产品直接向私人机构提供资金支持；为压低风险溢价，稳定金融体系，日本央行实施股票购买计划，建立资产购买项目购买股权金融产品，包括风险资产[4]。尽管金融海啸对日本的冲击渐退，但是祸不单行，2011年之后，东日本大地震及福岛核电灾害接连发生，天灾人祸使日本再次跌入经济停滞的深渊。日本开始施行全面宽松的货币政策，主要措施有：降低基准利率，下调基本贷款利率和无担保抵押贷款隔夜利率，宣称将无担保隔夜拆借利率的目标定为“0%~0.1%”；积极施行资产购买计划，资产购买项目愈加广泛，货币宽松规模逐步扩大；此外，2012年2月日本央行引入“中长期物价稳定目标”，并明确当前目标为CPI同比增长1%，但是对“中长期”的时间范围解释较为暧昧。尽管以上举措在一定程度上营造了宽松的金融环境，恢复了金融产品的市场功能，防止金融市场失灵进一步拖累实体经济，但是对于解决日本通货紧缩和经济萎靡的难题效果不佳。整体而言，2008年至2012年，日本量化宽松货币政策的施行具有广泛性和递增性等特点。递增性的特点较易理解，即指随着金融海啸、东日本大地震及核电灾害的发生，整体政策宽松规模逐步放大。广泛性主要指政策施行工具多样，政策框架下资产购买项目较为广泛，由于广泛性为这一阶段货币政策鲜明特点，因此，在此期间日本采取的货币政策可以称为广泛性宽松货币政策。

（二）2012年至今：异次元宽松货币政策2012年底，安倍晋三第二次当选日本首相，上台伊始便射出三支政策利箭，即大胆的金融宽松政策、积极而灵活的财政政策及刺激民间投资的经济发展战略，以期消弭通货紧缩，刺激经济复苏。2013年4月，黑田东彦接替白川方明成为新一任日本央行行长，他积极支持安倍的经济思想和政策主张，在首次货币政策会议上即推出更为激进的无限量、无限期的“质化与量化”宽松货币政策，提出4个“2”的政策预期目标，即基础货币投放量扩大为两倍，将更长期国债纳入收购对象，并且在两年之内促使通货膨胀达到2%[5]日本央行计划将基础货币投放量由2012年的138万亿日元增至2014年底的270万亿日元，购买长达40年期限的国债，采取更为多样的政策工具，如增购交易型开放式指数基金（ETF）以及房地产投资信托基金（REIT）等[6]。尽管相对于白川方明在任期间，政策形式并无特别创新，但是黑田版量化宽松货币政策的推出伴随“无限量、无限期”等字眼，可见其规模之大、决心之坚、施行力度之强前所未有，因此也被称为“异次元”宽松货币政策，有史无前例、突破历史维度的激进之意[7]。2014年10月底美联储宣布退出量化宽松，仅相隔一天，在毫无预警的情况下，日本央行突袭式增加量化宽松政策施行砝码，不仅将每年的基础货币投放规模由目前的60万亿至70万亿日元扩大到80万亿，而且进一步延长国债增持期限至10年，国债购买量从每年50万亿日元的规模扩大至80万亿日元，同时股市联动型基金、交易型开放式指数基金（ETF）及房地产投资信托基金（REIT）的年购入量也被放宽。日本量化宽松货币政策的施行大有愈演愈烈之势。

三、量化宽松货币政策汇率传导机制理论

尽管量化宽松货币政策属于非常规货币政策，但是汇率传导机制仍是其政策传导机制的重要一环，特别是对于日本而言，量化宽松货币政策的加码对日元贬值的作用十分明显。基于汇率传导机制研究日本量化宽松货币政策效果，可以从蒙代尔-弗莱明-多恩布什模型以及新开放经济宏观经济学模型的理论基础展开，以期从理论层次明确实证分析的框架。

（一）蒙代尔-弗莱明-多恩布什（M-F-D）模型蒙代尔-弗莱明模型（M-F模型）是在封闭经济环境下的IS-LM模型基础上发展而来的，是传统宏观经济分析的基础模型，也是进行货币政策传导机制分析的经典模型。1976年，多恩布什（Dornbusch）在蒙代尔-弗莱明模型的基础上，引入理性预期，并考虑到价格渐进调整，最终形成了蒙代尔-弗莱明-多恩布什（M-F-D）模型，突破性地提出汇率超调理论[8]。1985年，奥布茨弗尔德（Obstfeld）和斯道克曼（Stockman）将理性预期及随机因素冲击纳入模型，进一步完善了M-F-D模型[9]。采用M-F模型分析，在固定汇率制度下，一国施行扩张性的货币政策，无论资本是否完全流动，其政策均无效；但在浮动汇率制度下，扩张性货币政策可通过汇率变动影响净出口以促进经济增长。在资本不完全流动的情况下，一国实施扩张性货币政策，货币供应量的增加带动利率下降，基于利差资本外流，进而本币贬值，净出口增加，本国产出增加；在资本完全流动情况下，假设本国利率将与世界利率保持一致，则货币供应量的增加会导致本币贬值，净出口增加，进而刺激产出增长。由于M-F模型的基本假设为价格水平不变，进口商品价格以外国货币表示，因此汇率水平的变动可以同比例传递到进口商品的价格上，进而影响国内整体物价水平。多恩布什的汇率超调模型对M-F模型进行扩展，继承了M-F模型中价格粘性的分析，假定一价定律成立，由于货币市场可以瞬间完成调整，商品市场调整具有滞后性，货币市场调整速度快于商品市场，因此扩张性货币政策促使短期利率下降，资本外流，汇率迅速贬值至国内外资本收益相等的均衡点，但由于长期汇率预期升值，最终汇率会在一定程度上回升达至新的均衡，故最初的汇率均衡点贬值程度将大于最终汇率均衡点，出现汇率超调。在汇率超调模型中，尽管短期内价格具有粘性，但增加的货币供给催生价格上涨预期，最后随着价格刚性的消失，价格也将随着货币供给量的增加而上涨。

（二）新开放经济宏观经济学模型（NOEM）M-F-D模型可以有效考察在开放经济下宏观经济变量之间的关系，但这种解释缺乏微观基础。1995年，奥布茨弗尔德（Obstfeld）及罗高夫（Rogoff）将垄断竞争及名义价格粘性纳入动态一般均衡模型，并考虑了理性预期因素，新开放经济宏观经济学模型理论框架基本形成[10]。新开放经济宏观经济学理论对货币政策传导机制的研究有着较强的现实解释力，科尔赛蒂（Corsetti）和佩森蒂（Pesenti）在此框架下，系统梳理了财政货币政策的传导机理及对福利水平影响。NOEM模型并没有简单沿用价格粘性的假设，而是根据实际经济环境下价格粘性的不同状态，引入不同定价规则的假设，故M-F模型中汇率波动可以最终同比例传递到进口商品价格上的情况有所改变。在NOEM的标准模型基础上引入市场定价原则和国际市场分割，则汇率波动对进口商品价格的传递取决于以何种规则定价，以生产者所在国的货币定价称为生产者货币定价（简称PCP），以消费者所在国的货币定价则称为当地货币定价（简称LCP）。按照PCP原则，以本币表示的国内产品价格具有粘性，扩张性货币政策促使本币贬值，则本国进口商品的本币价格上涨，而出口商品的外币价格降低，在一定程度上有利于出口并抑制进口，提高本国的经济福利水平。在此定价规则下，进出口商品价格随着汇率下行将同比例变化，进而影响最终消费者价格指数，汇率传递效应是完全的。按照LCP原则，由于进口商品的本币价格具有粘性，本国扩张性货币政策引起的汇率贬值不会改变贸易条件，但是降低了外国出口企业的实际收益，在提高本国福利水平的同时损害了他国的经济福利。在此定价规则下汇率波动不影响进出口商品的价格[12]。无论是在M-F-D模型还是NOEM模型的分析框架下，均可看出一国施行量化宽松货币政策可以通过汇率传导机制影响产出与物价水平。故结合理论基础及研究需要，文章基于汇率传导机制研究日本超量化宽松货币政策效果，为探析汇率传导的各环节效果，构建3个层次的SVAR模型，分别研究日本超量化宽松货币政策对日元汇率的影响，日元汇率对物价以及产出水平的传导效应。文章的实证分析框架。

四、SVAR模型构建与实证分析

（一）模型变量设定与数据来源1．变量的设定（1）量化宽松货币政策与汇率的变量。日本量化宽松货币政策主要通过增加基础货币供给带动广义货币供应量扩张，进而引导利率下行。自1998年起，日本使用“M2+CD”作为广义货币供给量指标[13]。因此，为更切实度量日本量化宽松货币政策对日元汇率的影响，选取日本基础货币、广义货币供应（M2+CD）、日本银行间无担保隔夜拆借利率为量化宽松货币政策的变量。日元汇率的变量为东京市场日元兑美元月平均值，采用直接标价法。（2）日元汇率对物价传导模型中的变量。日元贬值可以通过抬高进口原材料、中间品及商品价格影响国内消费者价格指数。因此，选取日本进口价格指数，去除生鲜食品的核心消费者价格指数作为日本物价水平的变量。（3）日元汇率对产出传导模型中的变量。汇率贬值对产出的传导主要是通过促进出口，改善贸易收支，拉动投资，进而提高产出[14]。故选用日本净出口额作为日本对外贸易变量，选取常用的日本民间投资指标“除船舶和电力以外的民间需求”订单额作为投资的变量。由于日本GDP只有季度统计数据，故参照以往研究，以日本全产业活动指数（农林水产业生产指数除外）作为产出的变量。2．数据来源与处理为涵盖金融危机以来日本超量化宽松货币政策的施行阶段，并满足构建模型所需数据容量，文章选取样本区间为2008年1月至2014年11月的月度数据，具体变量设定见表1。

（二）模型设定及稳定性检验1．模型设定检验首先，为确保时间序列平稳，采用ADF方法对各变量进行单位根检验。结果如表2所示。其中，（c，t，m）为检验回归方程形式，c为回归方程的截距项，即检验的时间序列均值；t为回归方程的线性趋势项，即检验序列是否具有明显的时间趋势；m为滞后阶数，由Eviews7.0软件系统根据SIC准则自动确定。结果显示，i和y的原始时间序列平稳，对jbm及jgm进行对数一阶差分处理，对jr、je、ipi、cpi及nx进行一阶差分处理后的序列均平稳。2．模型稳定性检验为确保建立SVAR模型构建有效，需判断模型是否稳定，采用AR根的图表予以检验。在此之前，必须确定VAR模型滞后期，根据LR、FPE及AIC准则确定研究日本超量化宽松货币政策对汇率影响的模型滞后期为3，研究日元汇率对物价传导的模型滞后期为2，研究日元汇率对产出传导的模型滞后期为3。AR根的图表检验结果见图2，所有根模的倒数小于3，即位于单位圆内，故模型均是稳定的，可以进行下一步分析。

（三）模型识别在构建SVAR模型时，最为重要的是设定结构参数可识别的条件约束。由于文章使用AR型SVAR模型，因此需要对同期关系矩阵施加约束条件，约束条件分为短期和长期，由于短期约束条件可以根据相关经济理论进行施加，故文章采取施加短期约束条件的方法。根据文章实证分析脉络。式（1）中，第1行假设日元汇率只受其他变量滞后期的影响，不受当期影响；第2行假设利率对当期广义货币供应量及基础货币波动的变化没有反应；第3行假设基础货币供应量波动的变化对当期广义货币供应量没有影响；第4行假设基础货币调控受其他变量的当期及滞后期波动变化的影响。式（2）中，第1行假设核心消费者价格指数不受其他变量当期值影响；第2行假设进口物价指数不受汇率当期波动的影响；第3行假设汇率波动受其他变量当期及滞后期影响。式（3）中，第1行假设产出只受其他变量滞后期的影响；第2行假设投资不受日元汇率、净出口的当期影响；第3行假设净出口与当期日元汇率波动无关；第4行假设日元汇率与其他变量当期及滞后期值均有关。

（四）实证结果1．脉冲响应函数结果分析脉冲响应函数可以形象描述模型受到某种冲击时对系统产生的动态影响，即施加一个标准冲击后对其他变量当期与未来的影响。由于脉冲响应与变量顺序有关，因此需检验模型稳健性，更改变量顺序后得到的脉冲响应结果很相似，所以SVAR模型是稳健的，故根据约束条件先估计出结构因子分解矩阵，然后利用其估计正交转换矩阵，得到各内生变量的脉冲响应函数，结果见图3及图4。（1）量化宽松货币政策对汇率的冲击影响。图3中，在日本基础货币的一个标准冲击下，广义货币供应量处理值首先呈微弱的负向响应，但随即转为正向并逐渐增强，在第4期达到峰值，随后下跌并在正负向响应间震荡，最终趋近于0；相对而言，日元汇率处理值具有较强的正向响应，在第4期达到峰值后趋弱，第8期后持续负向响应并趋近于0；给广义货币供应量施加一个标准冲击，日元汇率处理值则更多的是负向响应，第6期负向响应幅度最大，之后在第10期左右转为正向响应，但响应程度微弱；在利率的一个标准冲击下，日元汇率处理值先正向响应增强，随后减弱至负向响应，在第5期降至最低，之后转为微弱的正向响应，最终趋于0。（2）日元汇率对物价水平的冲击影响。图4中，在日元汇率一个标准冲击下，进口价格处理值的响应曲线最初呈现正向响应，在第2期即达到最高点，之后迅速下滑，第3期转为负值，之后响应趋势平稳趋于0；日元汇率变动冲击对消费者物价处理值的影响基本类似，同样起初为正向，至第2期达到峰值，之后下行转为负向并小幅震荡；进口价格变动的冲击对消费者物价处理值的影响始终为正向，在第2期达到峰值，之后逐渐减小。（3）日元汇率对产出水平的冲击影响。图4中，在日元汇率一个标准冲击作用下，净出口处理值在前期反应明显，第4期达到最大值，之后转为负向响应并逐渐减弱，最终趋近于0；而日本投资及产出对日元汇率变动冲击的响应曲线类似，均保持正向响应，短期响应程度增强，长期减弱；在净出口的冲击作用下，投资虽然在第2期出现正向响应，但是整体来看负向响应居多；日本产出对于投资变动冲击的响应最初并不明显，但第4期具有较大的正向响应，之后响应幅度逐渐减弱。2．方差分解结果分析方差分解可以定量评价不同结构冲击的重要性，即描述每个结构冲击对内生变量变化的影响程度。为进一步明晰结构冲击的影响贡献，对系统变量进行方差分解。由于选择滞后期数为18，篇幅有限，只简述其主要结果，省略方差分解所得具体数据的陈列但备索。由方差分解结果可得，对于日元汇率来说，利率对其影响程度最大，并随时间推移影响程度渐进提高，最终在4.88%左右；基础货币对其影响次之，最终在3.50%左右；广义货币供应量对其的影响最弱，最终在2.31%左右。对于日本消费者物价水平来说，进口价格对其的影响大于日元汇率对其的影响，进口价格对其的影响度在第2期即为6.19%，之后在第6期攀升至峰值9.88%，并最终稳定在9.87%左右；而日元汇率对其的影响度最高只达到2.97%。观察日元汇率对进口价格的影响度可知，其在第2期对进口价格的影响度升至最高为8.69%，之后4期均小幅回落，最终缓慢攀升，维持在8.62%左右。对于日本产出来说，日元汇率对其影响最强，最大为21.54%；投资次之，最大为18.40%；净出口对其影响最弱，最终仅维持在1.40%左右，但是投资、净出口及日元汇率对产出的影响均随时间推移逐渐增强。为探析日元汇率通过贸易、投资向产出传导的过程，观察日元汇率对净出口的影响度可知，日元汇率贬值并未明显拉动净出口的增加，对其影响度最高不超过5.12%。同样，日本净出口对投资的影响也不明显，最高不超过2.77%。相对而言，日元汇率对投资的直接影响度较大，最高达到14.28%。方差分解结果印证日本超量化宽松货币政策确实可以通过促使日元贬值，进而影响物价和产出水平。相对而言，日元汇率对物价的传导机制存在，但是对产出的传导受阻，日元贬值可以在一定程度上直接促进了投资和产出的增加。

五、主要结论对中国的启示

（一）主要结论文章主要通过构建SVAR模型，研究了自金融危机以来日本超量化宽松货币政策基于汇率传导机制的政策效果，可以得到主要结论。首先，从货币政策对汇率的影响角度来看，日本量化宽松货币政策通过向市场大幅投放基础货币，带动广义货币供应量的增加及利率的下行，短期内促使日元大幅贬值，但是长期效果受到怀疑。对日本来说，日元贬值确实有利于经济的复苏。国际流动性泛滥，在美元弱化的背景下，日元的相对升值曾给日本带来一系列经济问题，如热钱涌入威胁经济的健康发展，海外投资增加加剧国内产业空心化，削弱出口产品的价格竞争力，影响物价加剧国内通货紧缩等。因此，日元贬值成为日本解决棘手经济难题、革新利益集团格局的良药。金融危机以来，日本量化宽松货币政策的施行有力引导了日元贬值，特别是黑田版异次元量化宽松货币政策，由于政策力度史无前例，导致日元贬值空前加速。但是需要注意的是，一国汇率由多种因素决定，不仅受经济政策的影响，一国经济发展、国家实力及外交关系等也是汇率波动的影响因子。如果说，20世纪80年代因为日本取代美国成为债权和金融大国，美国便可通过“广场协议”及“卢浮宫协议”成功对日元币值“有计划的操纵”[15]，那么美国已然退出量化宽松，而“日本版”量化宽松的施行却大有愈演愈烈之势，日元贬值必然入侵美国经济利益区间，美国对日元贬值的“善意忽略”恐怕总有期限，可见日本币值下行之路前景难以一帆风顺，贬值的空间会逐渐缩小。其次，从日元汇率对物价及产出的影响角度来看，在日本超量化宽松货币政策效果下，日元汇率对物价的传导机制存在。但是，日元贬值抬高物价水平的长期前景并不乐观。一方面日元贬值推高进口产品价格，损害中小企业的经营利益，实际工资增幅过小降低日本民众的消费需求，如果日本不能有效提振国内需求，通货紧缩的短期改善将难以为继。另一方面，物价上涨也得益于消费税提高带来的正向刺激，但是税后消费需求减少，随着原油、铜等国际大宗商品价格持续下行，日本通货紧缩预期难免升温。日元贬值虽然对解决通货紧缩问题有所助力，但长期效果有可能被多种因素缓冲。探究日元汇率对产出的传导过程可知，日元贬值对改善贸易收支的作用不明显，而且贸易收支的变动对投资的影响也不明显，汇率传导机制在此两个环节均受到阻滞，这可能是由以下几方面原因造成：首先，日本进口及出口需求缺乏弹性，但是相对而言，进口需求弹性要高些[16]，符合马歇尔——勒纳条件①，货币贬值对贸易收支的改善存在时滞，即“J曲线效应”②。其次，日元贬值增加企业进口成本，在一定程度上蒸发了企业的贸易利润，而且日本主要的贸易对象为美国、欧洲及中国等国家，美国与欧洲各国经济增长乏力，对日本产品的需求降低，中日贸易关系受两国政治关系恶化的影响转为低谷，日本对外贸易环境整体恶化。最后，日本国内需求尚未有效激发，企业及民众对经济基本面的悲观预期尚未消弭，因此投资难以随着经济政策宽松而跟进。尽管通过日元贬值改善贸易收支进而促进投资与产出的路径受阻，但不可否认，随着日元汇率下行，日本投资与产出确实出现一定幅度的增加，日元贬值对提高投资及产出的直接作用不容小觑。最后，对于日本国内来说，量化宽松货币政策为重振经济奠定了宽松的流动性环境，但是，随着基础货币投放脚步的加快，广义货币供应量的增速趋缓，这是由于黑田东彦主推的量化宽松经济刺激计划规模为美国第三轮量化宽松规模的两倍[17]，相对美国来说，日本市场吸收资金能力有限，一部分流动性有可能滞留金融体系，未进入实体经济流通。黑田版量化宽松货币政策的施行如火如荼，滋生金融泡沫的风险不断加大。对于包括中国在内的日本周边国家来说，日本大量“印钞”导致多余流动性有可能伴随日元贬值外流，以大规模套利性资本形式冲击亚洲金融体系的稳定[18]。美国已然退出量化宽松，日本货币政策开始与美国背道而驰，日元兑美元的汇率震荡不仅影响两国的经济福利，也可能给世界经济环境带来潜在的风险。

（二）对中国的启示一方面，日本超量化宽松货币政策短期效果良好，其政策实践对中国完善货币政策施行框架有一定启示；另一方面，其政策溢出效应对国际资本流动产生冲击，需要认真对待并防范其负面影响。因此，从日本超量化宽松货币政策的实践效果中可以得到以下启示：首先，“数量型”货币政策工具③对宏观经济具有重要的调控作用。美欧对量化宽松的研究已经论证此类政策短期刺激经济增长效果显著，长期效果并不确定且伴有风险[19][20]。文章以日本为对象国，同样得出上述结论。美日欧等发达经济体施行量化宽松货币政策的背后有财政政策空间缩窄的原因，而对于中国来说，影响经济发展的约束条件更多是内需不振、生产成本上升、潜在产出下降等问题，切实降低经济增长的外部依赖，推进结构性调整才是中国当下紧迫之举。鉴于中国自身经济结构特征，财政和税收政策是承担经济结构调整任务的有力政策手段，而货币政策应配合经济政策导向继续走稳健调控之路，不应盲目跨入流动性宽松的行列。但是需要注意的是，美日欧等发达国家经济增势疲软，依赖量化宽松政策缓解经济困局开始趋于周期性常态化，国际流动性泛滥之势短期内难以改变，中国也将面临愈加沉重的资本输入性压力，因此适度加大货币政策调控灵活性，并切实提高政策框架下的风险防范能力显得尤为重要。其次，加强对日本量化宽松货币政策的跟踪研究。国内量化宽松货币政策研究成果并不贫乏，但主要对象为美国，对“日本版”量化宽松关注不足，对于黑田东彦推行的“质化与量化”宽松货币政策缺乏深入分析及跟踪研究。尽管日元没有美元一般的国际地位，但是日本作为开放性的经济强国，其经济政策溢出效应仍不容忽视。况且，在美国已然退出量化宽松的前提下，日本量化宽松货币政策依然持续发酵，其共振效应尚未可知，需加强关注及剖析。最后，未来中国经济面对较大的下行压力，金融改革也将全面深化，鉴于国际复苏格局和货币政策施行的分化，人民币汇率难免震荡，这就要求中国在稳步推进汇率机制改革过程中，在短期内仍应重视央行对汇率的“有管理”的职能，维持汇率的相对稳定。另外，虽然美国退出量化宽松货币政策之后，人民币出现对美元的大幅贬值，但是就整体经济发展的基本面来看，中国不存在汇率贬值的基础[21]，因此不应忽视人民币对日元的相对升值，故仅从经济层面上看，可以利用日元大幅贬值的契机调整对日进口产品结构，并促进对日直接投资发展，继续深化中日双边贸易角色的转换，以更低成本吸收日本先进技术及管理经验，同时，鉴于中日政治关系重降冰点，日本对中国的经济依赖程度较高，中日民间贸易合作在一定程度上有利于借助经济力量融化政治冰冻。

[参考文献]

[1]日本経済同友会.量的緩和政策からの転換に向けて[R].KEIZAIDOYUKAI,2005（11）:1-11.

[2]易宪容.“安倍经济学”效果及影响的理论分析[J].国际金融研究,2013（6）:14-23.

[3]内田真人.非伝統的金融政策の効果と限界:デフレ脱却と金融政策[R].経済研究所年報,2013:26.

[4]清水良樹.金融•経済危機におけるユーロシステム(ECB及びユーロ導入国中央銀行)の危機対応:他国中央銀行との共通性とその独自性[J].季刊経済理論,2012,49（1）:53-63.

[5]李彬,邓美薇.日本异次元量化宽松货币政策及其效果评析[J].现代日本经济,2014（6）:17-29.

[6]石山嘉英.日本銀行の新施策を評価する(最新ビジネス•レポート)[J].CUCview&vision,2013（36）:49-52.

[7]藤田勉.異次元の金融政策は成功するか?[J].資本市場,2013（5）:45-52.

[8]RudigerDornbusch.ExpectationsandExchangeRateDynamics[J].JournalofPoliticalEconomy,1976,84(6):1161-1176.

[9]ObstfeldM,StockmanAC.Exchange-ratedynamics[J].Handbookofinternationaleconomics,1985,2:917-977.

[10]ObstfeldM,RogoffK.Exchangeratedynamicsredux[J].JournalofPoliticalEconomy,1995,103(3):624-660.

[11]ObstfeldM,RogoffK.Newdirectionsforstochasticopeneconomymodels[J].JournalofInternationalEconomics,2000,50(1):117-153.

[12]BettsC,DevereuxM.Exchangeratedynamicsinamodelofpricing-to-market[J].JournalofInternationalEconomic,2000,50(1):215-244.

[13]崔金哲,杨云峰,李钟林.日本货币政策效果的影响因素分析[J].现代日本经济,2013（6）:40-48.

[14]盛朝晖.中国货币政策传导效应分析:1994-2004[J].金融研究,2006（7）:22-29.

[15]李俊久,姜默竹.利益集团如何影响美国汇率政策？[J].世界经济研究,2014（6）:73-79.

[16]倪月菊.“安倍经济学”的出口促进效果评析[J].日本学刊,2014（1）:103-118.

[17]ProspectsGE.GlobalEconomicProspects[J].TheInternationalBankforReconstructionandDevelopment/TheWorldBank,2013(7):23.

[18]李晓,张虎,丁一兵.从“安倍经济学”的前景看中国经济面临的挑战与机遇[J].国际经济评论,2014（1）:31-44.

[19]HoenigTM.TheFederalReserve’sMandate:LongRun[J].BusinessEconomics,2011,46(1):13-16.

[20]JoyceM,MilesD,ScottA.QuantitativeEasingandUnconventionalMonetaryPolicy:anIntroduction[J].TheEconomicJournal,2012,122(564):271-288.

[21]宗涛.人民币没有大幅贬值的基础[N].东方早报,2015-02-03（14）.

作者：李彬 邓美薇 单位：辽宁大学 日本研究所 辽宁大学 国际关系学院