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1、我国货币冲销措施有效性的实证分析基于2002年9月2007年8月的月度数据摘要1994年以来，我国国际收支持续顺差、外汇储备保持快速增长，央行被动大量收购外汇并以外汇占款方式投放大量基础货币。为此，央行运用了调控再贷款规模、公开市场操作、发行央行票据、存款准备金比率等措施来消除外汇储备持续快速增长对国内货币供给量的影响。运用VAR模型实证研究2002年9月2007年8月期间央行货币冲销措施的操作和冲销效果，发现提高准备金和再贷款控制的中长期冲销效果优于央行票据。关键词外汇占款，货币冲销措施，VAR模型一、文献回顾(一)国外学者的研究成果冲销干预的有效性关于冲销干预的有效性在西方理论界存在着分歧
2、，争执的一方是以Calvo为代表的悲观派。Calvo在考察了拉美国家冲销干预的实践活动之后，得出结论，冲销干预只会导致国内利率上升，使财政预算成本大幅提高而国内外利率差难以消除，因此，这些国家的外汇储备会继续快速增加，其后果是货币当局无休止的货币冲销，其抑制通货膨胀的效果并不理想。Reinhart和Kumhof等的研究结论与Calvo大致吻合。争论的另一方以Helmut Reisen为代表，他对冲销干预持乐观态度。他们以20世纪90年代早期的东亚国家为例，认为他们成功地实现了传统理论不相信可能同时达到的目标，即开放的金融市场、固定汇率和货币政策的独立性。Reisen将它主要归因于东南亚国家利率
3、机制在经济中的微弱作用。2.冲销干预的传导渠道西方冲销干预理论对冲销干预传导渠道问题的研究主要集中在信号渠道(或称预期渠道)和资产组合渠道。一些西方学者对信号渠道做了实证研究：如Lindbergm对瑞典的有关数据进行研究，结论是冲销干预可以通过信号渠道影响汇率，但是这一渠道的作用并不像理论分析那样显着。GKaminskyKLewis运用制度转换模型(Regime Switching Model)鉴别货币政策的变化，基于美国20世纪80年代后期外汇干预数据进行实证分析，得出结论，冲销干预可以为将来的货币政策提供信号。对资产市场组合渠道，西方学者也做了大量实证研究。Frankel对德国马克和美元之
4、间的非抵补的利率差异方程进行估计，采用了月度经济数据，并引入六个主要国家(美国、英国、法国、德国、日本和加拿大)的相关经济变量作为观察对象，其研究结果表明，资产组合变量和汇率风险补贴之间的关系不显着。Doo1eyIsard对Frankel的工作做了进一步的研究，他们没有采用常规的假设检验的方法，而是对有一系列条件限制的回归方程进行估计。结果发现，汇率风险补贴对汇率影响很小。此后，Rrgoff采用美国和加拿大两国每周的经济数据进行了实证分析，结合了理性预期理论并注意了序列自相关问题和条件异方差结构扰动项问题，结果发现资产组合变量和汇率风险补贴之间的关系仍不明显。(二)国内学者的研究成果管华雨和张
5、晓田运用资产组合分析法，研究了海外发展中国家货币冲销政策的有效性，认为货币冲销可以有效地抑制物价上涨。武剑认为我国货币冲销在短期内对吸收外汇占款和控制物价上涨是有效的，但是从长期看，货币冲销政策的效果不理想。方先明、裴平和张谊浩对2001年一季度2005年第二季度的样本进行了实证检验，他们发现，2001午后中国人民银行采取的货币冲销政策在总体上是有效的，有利于削弱外汇储备增加的通货膨胀效应，但是货币冲销政策的弹性偏低。二、货币冲销的实质与冲销措施(一)货币冲销的实质“冲销”一词来源于英文单词“sterilization”，原意为“使无效”，在经济学中指货币当局在干预外汇市场后，采取相应手段消除
6、干预所造成的货币市场失衡。冲销干预(sterilized interventions)指央行在外汇市场上进行交易的同时，通过其他货币政策工具来抵消前者对货币供应量的影响，使货币供应量维持基本平衡的外汇市场干预行为。货币冲销的实质就是中央银行运用自己主动掌握的金融工具来抵消其他因素对货币供给的冲击，以维持货币供应量目标的稳定和宏观经济健康地运行，即一国在保持对外均衡的基础上寻求内部均衡。(二)货币冲销方程与冲销措施根据费雪方程式对式(1)两边取对数，得对式(2)两边求导数，得式(3)转变为离散形式并经移位得假设货币市场在初始时刻处于均衡状态，即将式(5)代入式(4)，得由式(5)可知，影响价格水
7、平变化率(CPI)的主要因素有货币供应量变化率、货币流通速度变化率和社会总产出变化率。中央银行在外汇市场买入外汇卖出本币，导致国际储备增加，表现在中央银行的资产负债表中为外汇占款的增加。而外汇占款增加又导致国内基础货币扩张，从而增加国内货币供应量，体现在式(6)中，即AMs的增加超出经济增长所需，从而使式(6)左边的过度增加，因此，中央银行必须采取相应措施冲减因外汇占款增加而导致的基础货币扩张。根据中央银行资产负债表可知，基础货币=外汇占款+对政府债权+对存款货币银行债权+对非货币金融机构债权+其他资产-政府存款-金融机构存款-央行债券-其他负债。那么，基础货币的变动=外汇占款的变动+对政府债
8、权的变动+对存款货币银行债权的变动+对非货币金融机构债权的变动-政府存款的变动-非金融机构存款的变动。所以，在外汇占款增加的情况下，欲保持基础货币投放的稳定性，则可以通过以下方法：减少对政府的债权、减少对存款货币银行的债权、减少对非货币金融机构债权、增加政府存款、增发央行融资券(即央行票据)或在公开市场卖出央行融资券、增加非金融机构的存款等。这些方法对应的货币冲销措施为：回收再贷款、提高再贷款、再贴现率、政府存款转移、发行中央银行票据、公开市场操作等。三、我国货币冲销效果的实证检验(一)货币冲销有效的评判标准外汇冲销干预的目的是在维持一国经济外部均衡的前提下实现内部均衡，所以，在评价外汇冲销干
9、预是否有效时，可以从冲销干预的目的出发来考察。达到目的的冲销干预操作就视为有效的。所谓外部均衡是指本币汇率的稳定，而内部均衡是指国内物价水平稳定。从1994年以来我国名义上实行的是“以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度”，实际上是与美元挂钩的固定汇率制度。1994年1月2005年7月间，人民币兑美元汇率一直保持在范围内小幅波动。由于我国对资本项目实行管制，汇率稳定没有作为货币政策的目标，所以，本文仅从稳定国内物价水平的角度考察冲销干预的效果，以消费物价指数(CPI)作为反映通货膨胀率的指标，即货币冲销政策的目标变量为消费物价指数，各种措施的冲销效应则表现为对CPI的影响系数以及时滞
10、。(二)中介变量的选择由平衡方程可以看出，影响价格水平的主要因素有货币供应量变化率、货币流通速度变化率和社会总产出变化率。这三个因素中，货币当局能够有效控制的仅有货币供应量变化率。所以，货币供应量自然就成为货币冲销操作的中介变量。但是，我国的货币供应量分三个层次：M0、M1和M2，究竟以哪个变量作为我们的中介变量?首先将CPI设定为被解释变量Y,M0、MI和M2为解释变量X，假定Y与X的关系为幂函数(根据平衡方程，作对数还原就可以将CPI与货币供应量描述为幂函数关系)公式(7)改写为对数形式为货币供应量数据根据1997年中国金融年鉴和19912007年各期的中国人民银行统计报表推算得到。货币供
11、应量和消费价格指数都采用定基数据，基期为1991年。CPI对货币供应量不同层次M0、M1和M2分别进行回归分析。1.目标变量和中介变量的平稳性检验由于大多数宏观经济时间序列数据是非平稳的，为避免谬回归，必须对所有变量做单位根检验以确定这些序列是否平稳。本文采用ADF方法对序列做单位根检验。由于样本数据的自然对数变换不会改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，本文对研究序列分别取对数形式，并在相应的变量名前加字符“L”以示区别，消费价格指数，货币供应量M0、M1和M2分别记为LCPI、LM0、LM1和LM2。单位根检验结果见表1。由表1可知，变量序列消费
12、价格指数LCPI，货币供应量LM0、LM1和LM2在1%的显着水平上具有平稳性。在此基础上，对消费价格指数和货币供应量做回归分析，结果见表2。表2反映了我国居民消费价格指数与不同层次货币供应量变动关系的密切程度。(1)参数估计量的t检验。如果确定显着性水平=，查表得到自由度=15的t统计量的临界值为。由表2中结果可知，在显着水平=的情况下，表中三个回归方程的参数最小二乘估计量显着异于0。(2)变量相关性检验。用F分布统计量进行检验，如果确定显着性水平，查表得到F(1，15)=，显然表中F值。因此，可以得出结论，在显着性水平上，被解释变量Y和解释变量X之间存在线性相关关系，表明M0、M1和M2这
13、三个解释变量均具备了对目标变量消费价格指数传递的直接性这一作为中介变量的充分条件。但是，就弹性系数e而言，对于消费价格指数，MO和M1的弹性较大(e分别为和)，M2要相对差一点(e=)。这意味着MO和M1对目标变量消费价格指数的传递更直接，效率更高。然而，MO占广义货币供应量M2和国内生产总值CDP的比重毕竟都很小，而MI占M2和GDP的比重一般都维持在35%45%之间，说明与M1比较，MO在国民经济中的作用较弱，从而使其作为货币冲销政策中介目标的有效性也相对较小，因此，选择M1作为货币冲销政策的中介变量。(三)操作变量与样本数据选择根据货币冲销方程及主要的冲销措施，本文选取四个操作变量：再贷
14、款余额(RL)、国债回购交易量(B)、央行票据发行余额(N)和准备金存款(RS)。考虑到样本数据的权威性和一致性，所涉及的数据来自国家外汇管理局网站、中国人民银行网站以及国家统计局网站。鉴于中国的汇率制度在1994年1月由原来的双轨制调整为“以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度”，以及数据的整体可得性，本文数据样本期间为2002年9月2007年8月，数据频率为月度，样本数共60个。(四)检验方法检验方法由于无法对所选变量的内生性和外生性作出事先的判断，如果主观假设某一变量为因变量而其他变量为自变量，往往造成伪回归，在很大程度上影响实证检验结果的真实性。所以，本文采用向量自回归模型(
15、VAR)解释样本期间各变量之间的相互关系。我们定义向量那么，向量的自回归形式为其中，从为随机误差修正项。我们拟采用没有约束、外生变量为常数项的VAR模型，估计方法为极大似然法，选用AIC信息判据(Akaike Criteria)和SC信息判据(Schwarz Criteria)作为决定滞后期阶数的先验标准，最后运用脉冲响应分析和方差分解来说明货币供应量与再贷款余额、国债回购交易量、央行票据发行余额、准备金存款之间的动态关系。2.数据处理与操作变量的科稳性检验对所有的操作变量计算它们月度环比数据，新变量以对应的小写字母表示。再贷款率、国债回购交易量、央行票据余额和准备金存款分别记为lr、b、n和n，中介变量货币供应量记为mi。为避免伪回归，首先需要对所有的变量序列进行平稳性检验，依然采用ADF单位根检验(检验结果见表3)。很明显，所有变量都通过
