我国货币冲销措施有效性的实证分析 7500字

我国货币冲销措施有效性的实证分析7500字[摘要]1994年以来，我国国际收支持续顺差、外汇储藏保持快速增长，央行被动大量收购外汇并以外汇占款方式投放大量根底货币。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打消外汇储藏持续快速增长对国内货币供应量的影响。运用VAR模型实证研究2022年9月～2022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、文献回忆

(一)国外学者的研究成果

1.冲销干涉的有效性

关于冲销干涉的有效性在西方理论界存在着分歧，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涉的实践活动之后，得出结论，冲销干涉只会导致国内利率回升，使财政预算本钱大幅提高而国内外利率差难以打消，因此，这些国家的外汇储藏会继续快速增加，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HelmutReisen为代表，他对冲销干涉持乐观态度。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到达的目标，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机制在经济中的微弱作用。

2.冲销干涉的传导渠道

西方冲销干涉理论对冲销干涉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，结论是冲销干涉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著。G·Kaminsky&K·Lewis运用制度转换模型(RegimeSwitchingModel)鉴别货币政策的变化，基于美国20世纪80年代后期外汇干涉数据进行实证分析，得出结论，冲销干涉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间的非抵补的利率差别方程进行估计，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察看对象，其研究结果说明，资产组合变量和汇率风险补贴之间的关系不显著。Doo1ey&Isard对Frankel的工作做了进一步的研究，他们没有采用常规的若检验的办法，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。尔后，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

管华雨和张晓田运用资产组合分析法，研究了海外开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2022年一季度～2022年第二季度的样本进行了实证检验，他们发现，2022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，有利于削弱外汇储藏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涉外汇市场后，采取相应伎俩打消干涉所造成的货币市场失衡。冲销干涉(sterilizedinterventions)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给量的影响，使货币供给量维持根本平衡的外汇市场干涉行为。

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应的冲击，以维持货币供给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根底上寻求内部均衡。

(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：

若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，影响价格水平变化率(CPI)的主要因素有货币供给量变化率、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，导致国际储藏增加，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根底货币扩张，从而增加国内货币供给量，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根底货币扩张。

根据中央银行资产负债表可知，根底货币=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。则，根底货币的变动=外汇占款的变动+对政府债权的变动+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，欲保持根底货币投放的稳定性，那么可以通过下列办法：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。这些办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规范

外汇冲销干涉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，在评价外汇冲销干涉是否有效时，可以从冲销干涉的目的出发来考察。到达目的的冲销干涉操作就视为有效的。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“以市场供求为根底的、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～2022年7月间，人民币兑美元汇率一直保持在8.27～8.7范围内小幅波动。由于我国对资本工程实行管制，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涉的效果，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那么表现为对CPI的影响系数以及时滞。

(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给量变化率、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给量变化率。所以，货币供给量自然就成为货币冲销操作的中介变量。但是，我国的货币供给量分三个层次：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，作对数复原就可以将CPI与货币供给量描述为幂函数关系)：

公式(7)改写为对数形式为：

货币供给量数据根据1997年?中国金融年鉴》和1991～2022年各期的?中国人民银行统计报表》推算得到。货币供给量和消费价格指数都采用定基数据，基期为1991年。CPI对货币供给量不同层次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，为防止谬回归，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办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，有利于打消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，货币供给量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，变量序列消费价格指数LCPI，货币供给量LM0、LM1和LM2在1%的显著水平上具有平稳性。在此根底上，对消费价格指数和货币供给量做回归分析，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给量变动关系的密切程度。

(1)参数估计量的t检验。如果确定显著性水平α=0.05，查表得到自由度=15的t统计量的临界值为2.131。由表2中结果可知，在显著水平α=0.05的情况下，表中三个回归方程的参数最小二乘估计量显著异于0。

(2)变量相关性检验。用F分布统计量进行检验，如果确定显著性水平，查表得到F(1，15)=4.54，显然表中F值》F0.05。因此，可以得出结论，在显著性水平上，被解释变量Y和解释变量X之间存在线性相关关系，说明M0、M1和M2这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沛条件。

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0.348和0.266)，M2要相对差一点(e=0.249)。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占广义货币供给量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，表明与M1比拟，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，所波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“以市场供求为根底的、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2022年9月～2022年8月，数据频率为月度，样本数共60个。

(四)检验办法

1.检验办法

由于无法对所选变量的内生性和外生性作出事先的判断，如果主观若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(VAR)解释样本期间各变量之间的相互关系。我们定义向量：

则，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，估计办法为极大似然法，选用AIC信息判据(AkaikeCriteria)和SC信息判据(SchwarzCriteria)作为决定滞后期阶数的先验规范，最后运用脉冲响应分析和方差分解来表明货币供给量与再贷款余额、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，中介变量货币供给量记为mi。为防止伪回归，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，所有变量都通过了1%显著水平的平稳性检验，都是平稳变量，可以进行VAR模型检验。

3.变量的协整关系检验

ADF检验结果仅说明变量的平稳性，而协整关系检验(CointegrafionTest)可以揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系，此处将采用Jdmsen极大似然估计法对操作变量与中介变量进行协整检验(结果见表4)。检验结果说明，变量mi、r1、b和n之间在1%的显著水平上至少存在4个协整关系，表明诸变量之间存在长期稳定的关系。

4.Granger因果关系检验

根据Granger因果检验结果(见表5)，可以得到下列结论：

(1)在1%显著水平下，央行票据余额环比是M1环比的格兰杰原因，即能以99%的概率保证央行票据余额的增加会引起M1的减少;反之那么不然。

(2)在5%显著水平下，再贷款余额环比是M1环比的格兰杰原因，即能以95%的概率保证再贷款余额余额的增加会引起M1的减少;反之那么不然。

(3)在5%显著水平下，准备金存款环比是MI环比的格兰杰原因，即能以95%的概率保证准备金存款的增加会引起M1的减少;反之那么不然。

(4)国债回购交易量环比与M1不存在格兰杰因果关系，表明回购操作对货币供给量的影响非常有限。

5.VAR模型滞后期确实定

根据上节对变量之间的Granger因果关系的检验结果，国债回购交易量对货币供给量的影响在统计上不显著，所以我们将VAR模型中的向量重新定义为：

Xt=(M1t,RSt,RLt,Nt)

在构建VAR模型中，滞后阶数为11时，AIC和SC都得到最小值，使用的模型形式为VAR(11)(具体统计值参见表6)。

6.脉冲响应与方差分解

选择追踪期数为24，依次考察VAR模型中因变量对每个自变量冲击的回应。具体办法是对每个方程中的每个变量的误差项施加一个规范差的冲击，就可以得到在一段时间内该冲击对VAR系统的影响。如果系统是稳定的，这种冲击会逐渐消失。而方差分解给出了因变量在受到自身和对其他变量冲击时变动的比例。

脉冲响应显示货币供给量M1在受到自身一个规范差大小的正向冲击后迅速下降，反映了货币冲销的操作力度和效果。在经历了4次正负方向的震荡后趋于稳定，反映出货币冲销操作存在时滞。M1的走势针对准备金存款走势的冲击在2个月后出现一个明显的正向变动，随后迅速下降，到第6个月时出现—个负向波动的峰值，然后经历半年的正负屡次调整后，在第12月又出现一次负向波动的峰值，说明准备金存款的变动会能够直接引起货币供给量M1的反向变化，但是存在6个月左右的时滞。货币供给量M1的走势针对再贷款余额走势的冲击在6个月时出现—个负向峰值，然后经历假设干次正负调整后趋于稳定，表明货币当局回收再贷款具有冲减货币供给量的效果，其时滞大约为6个月。最后，货币供给量M1的走势针对央行票据余额走势的冲击在4个月后出现—次负向波动后，在第6个月和第8个月连续出现两次正向变动，随后都是正负波动交互出现，而且这些波动的幅度都相当小，这一现象反映了央行票据这种冲销措施在短期内有一定效果，但是中长期的效果不确定。

方差分解的结果显示，货币供给量走势变动的方差中自身的奉献率在第2个月下降了接近11%，而准备金存款的奉献率却迅速增加到10.11%，到18个月后增加到15%以上，表明提高存款准备金率对货币供给量的收缩效果比拟明显而且稳定，时滞也短。再贷款回收措施在6个月后才开始起作用，到第8个月以后