郭紅

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融系，天津 300222）

我國(guó)自2005年7月人民幣匯率制度改革以來(lái)，人民幣一直處于小幅、平穩(wěn)、漸進(jìn)的升值通道中。但2008年美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)，并很快席卷全球，加劇了國(guó)際外匯市場(chǎng)的動(dòng)蕩。特別是美國(guó)持續(xù)使用的寬松的貨幣政策，更是加劇了人民幣對(duì)美元的升值壓力。我國(guó)的中央銀行因此頻繁入市進(jìn)行外匯干預(yù)，以此穩(wěn)定人民幣匯率，避免因人民幣大幅、快速升值造成對(duì)我國(guó)出口及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)面影響。本文將對(duì)2005年匯改以來(lái)，我國(guó)央行外匯干預(yù)發(fā)揮作用的資產(chǎn)組合渠道及其有效性進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。

1 外匯干預(yù)發(fā)揮效力的一般機(jī)理

一般而言，中央銀行的外匯干預(yù)是指一國(guó)貨幣當(dāng)局為改變本國(guó)貨幣的匯率而進(jìn)行的買(mǎi)入或賣(mài)出外國(guó)貨幣的行為。1982年6月凡爾賽工業(yè)國(guó)高峰會(huì)議成立了 “外匯干預(yù)工作小組”，專(zhuān)門(mén)研究外匯市場(chǎng)干預(yù)問(wèn)題。1983年3月該小組發(fā)表了“外匯干預(yù)工作組報(bào)告”（又稱(chēng)Jorgensen報(bào)告），將外匯市場(chǎng)干預(yù)定義為 “貨幣當(dāng)局在外匯市場(chǎng)上的任何外匯買(mǎi)賣(mài)，以影響本國(guó)貨幣的匯率”。Dominguez（1998）對(duì)干預(yù)的定義為：外匯干預(yù)就是貨幣當(dāng)局為影響匯率而發(fā)表的公告或在外匯市場(chǎng)進(jìn)行的任何交易。

一國(guó)貨幣當(dāng)局的外匯干預(yù)主要通過(guò)兩個(gè)渠道發(fā)揮作用。一是通過(guò)外匯市場(chǎng)以及相關(guān)交易來(lái)改變各種資產(chǎn)的數(shù)量及組成比例，從而對(duì)在資產(chǎn)市場(chǎng)上確定的匯率產(chǎn)生影響，這可稱(chēng)之為資產(chǎn)組合渠道。二是通過(guò)外匯干預(yù)行為本身向市場(chǎng)發(fā)出信號(hào)，表明政府的態(tài)度及可能采取的措施，以影響市場(chǎng)參與者的心理預(yù)期，從而實(shí)現(xiàn)匯率相應(yīng)調(diào)整的目的，這可稱(chēng)之為預(yù)期渠道或信號(hào)渠道。本文主要討論資產(chǎn)組合渠道。

外匯干預(yù)的兩種基本方式是沖銷(xiāo)干預(yù)與非沖銷(xiāo)干預(yù)。前者不會(huì)引起貨幣供應(yīng)量的變化，但是會(huì)帶來(lái)資產(chǎn)內(nèi)部組成比例的變動(dòng)，后者則會(huì)引起貨幣供應(yīng)量的變化。因此，對(duì)干預(yù)方式的選擇不同，會(huì)得出干預(yù)效力不同的結(jié)論。

1.1 貨幣模型分析

貨幣模型以匯率決定的貨幣論為基礎(chǔ)，該理論認(rèn)為匯率的變動(dòng)是為了實(shí)現(xiàn)兩國(guó)資產(chǎn)市場(chǎng)的存量均衡。該理論假設(shè)本外幣資產(chǎn)具有完全可替代性以及資本在國(guó)際間可以自由流動(dòng)。當(dāng)貨幣存量與貨幣需求相一致時(shí)，匯率就達(dá)到均衡。當(dāng)一國(guó)貨幣市場(chǎng)失衡后，國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和證券市場(chǎng)受到?jīng)_擊，在國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)緊密聯(lián)系的情況下，國(guó)際商品套購(gòu)機(jī)制和套利機(jī)制就會(huì)發(fā)揮作用。在商品套購(gòu)和套利過(guò)程中，匯率就會(huì)發(fā)生變化，以符合貨幣市場(chǎng)恢復(fù)均衡的要求。

根據(jù)上述分析，中央銀行進(jìn)行非沖銷(xiāo)干預(yù)，拋出或買(mǎi)入外匯資產(chǎn)，必然會(huì)改變本國(guó)的貨幣供應(yīng)量，從而引發(fā)本國(guó)貨幣存量相對(duì)于外國(guó)貨幣存量的變動(dòng)，從而引起匯率水平變動(dòng)，并最終實(shí)現(xiàn)中央銀行外匯干預(yù)的目標(biāo)。

如果政府采用的是沖銷(xiāo)干預(yù)，則中央銀行除在外匯市場(chǎng)拋出或買(mǎi)入外幣資產(chǎn)外，還會(huì)同時(shí)在本國(guó)債券市場(chǎng)上購(gòu)買(mǎi)或拋出相等數(shù)量的本幣債券，以維持原有貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定。因此，不考慮心理預(yù)期因素，這種沖銷(xiāo)式干預(yù)由于不能帶來(lái)貨幣供應(yīng)量的變化，從而不能影響匯率變動(dòng)。所以在貨幣模型的分析中，沖銷(xiāo)干預(yù)是完全無(wú)效的。

1.2 資產(chǎn)組合模型分析

在資產(chǎn)組合模型中，本幣資產(chǎn)與外幣資產(chǎn)之間不能完全替代，因此匯率是在相互聯(lián)系的三個(gè)不同資產(chǎn)市場(chǎng)，即貨幣市場(chǎng)、本幣債券市場(chǎng)和外幣債券市場(chǎng)上共同決定的。為阻止本幣貶值，貨幣當(dāng)局在外匯市場(chǎng)上出售外幣債券，這帶來(lái)外幣債券供給的增加。貨幣當(dāng)局采用的干預(yù)方式不同，會(huì)決定不同的均衡匯率水平。如果貨幣當(dāng)局采用非沖銷(xiāo)干預(yù)，則本國(guó)貨幣供應(yīng)量減少，本幣升值，即外匯干預(yù)是有效的。如圖1，其中MM曲線代表貨幣市場(chǎng)均衡，BB曲線代表本幣債券市場(chǎng)均衡，F(xiàn)F曲線代表外幣債券市場(chǎng)均衡。這三條曲線交點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的匯率就是均衡匯率。

圖1 非沖銷(xiāo)式干預(yù)對(duì)匯率的影響

如果當(dāng)局采用沖銷(xiāo)干預(yù)，則本國(guó)貨幣供應(yīng)量不變，而本幣債券的供給將下降，沖銷(xiāo)干預(yù)依然是有效的，能夠帶來(lái)本幣的升值。但與非沖銷(xiāo)干預(yù)相比，它不如前者對(duì)匯率的影響大（見(jiàn)圖2）。

通過(guò)上述分析，我們可以得出以下結(jié)論：無(wú)論是用貨幣模型還是資產(chǎn)組合模型分析，非沖銷(xiāo)干預(yù)對(duì)匯率都是有影響的，但它會(huì)引起國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)，從而在追求外部平衡的過(guò)程中影響到國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)；而沖銷(xiāo)干預(yù)對(duì)匯率的影響卻可能有效，也可能無(wú)效，但它不會(huì)影響國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策目標(biāo)。正如前文所述，可以確定非沖銷(xiāo)干預(yù)具有較高的有效性，沖銷(xiāo)干預(yù)雖然不具有持續(xù)的效果，但是，對(duì)市場(chǎng)交易的不穩(wěn)定或因突發(fā)性原因產(chǎn)生的外匯市場(chǎng)的混亂卻具有縮小短期匯率波動(dòng)幅度的效果。因此，從短期看沖銷(xiāo)干預(yù)也是有效的。

圖2 沖銷(xiāo)式干預(yù)對(duì)匯率的影響

總體來(lái)看，我國(guó)的外匯干預(yù)操作呈現(xiàn)出規(guī)模大、持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)、干預(yù)方向單一、等特點(diǎn)。目前中國(guó)人民銀行并不公開(kāi)發(fā)布其外匯干預(yù)的相關(guān)數(shù)據(jù)，但是由于外匯干預(yù)必然引起外匯儲(chǔ)備額的增減變化，因此，外匯儲(chǔ)備量的增減變化情況在一定程度上可以反映外匯干預(yù)規(guī)模的大小。我們使用月度外匯儲(chǔ)備余額數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)明2005年7月至2010年9月我國(guó)中央銀行外匯干預(yù)的規(guī)模與頻率，見(jiàn)圖3。

2 我國(guó)外匯干預(yù)資產(chǎn)組合渠道有效性的實(shí)證檢驗(yàn)

資產(chǎn)組合模型認(rèn)為，私人投資者的資產(chǎn)組合中既有本國(guó)金融資產(chǎn)，也有外國(guó)金融資產(chǎn)，而且這兩種資產(chǎn)之間是不能完全替代的。在這種條件下，投資者將會(huì)依據(jù)不同幣種金融資產(chǎn)的收益水平和風(fēng)險(xiǎn)水平，將其財(cái)富分配在不同貨幣計(jì)值的金融資產(chǎn)上面。于是，貨幣當(dāng)局的外匯干預(yù)便可以通過(guò)改變本、外幣金融資產(chǎn)的相對(duì)供應(yīng)量引發(fā)私人投資者的資產(chǎn)調(diào)整過(guò)程，而這樣的資產(chǎn)調(diào)整過(guò)程將會(huì)影響匯率水平。

2.1 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

對(duì)資產(chǎn)組合渠道的外匯干預(yù)的研究通?；谌N形式：一是直接估計(jì)資產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)模型的需求方程；二是估計(jì)反向的資產(chǎn)需求方程；三是從具體的優(yōu)化模型的框架中獲得資產(chǎn)需求的估計(jì)方程如均值-方差分析方法。在此采用第二種方法對(duì)我國(guó)外匯干預(yù)通過(guò)資產(chǎn)組合渠道的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。

假設(shè)投資者在本幣和外幣資產(chǎn)之間配置他們所持有的資產(chǎn)，這一配置比例會(huì)隨風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的變動(dòng)而調(diào)整，那么就有：

其中，At和分別為本幣資產(chǎn)和外幣資產(chǎn)，RPt為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)RPt定義為，RPt=it--St)

其中，S為即期匯率，Se為即期匯率的預(yù)期值，i和i*分別為國(guó)內(nèi)外利率。

由（1）式可知，資產(chǎn)組合的配置比例與風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)之間存在函數(shù)關(guān)系，令：Pt=At/St，則可得出資產(chǎn)需求函數(shù)：

由（1）可求出反向資產(chǎn)需求方程：RPt=-ab-1+b-1Pt+εt

2.2 數(shù)據(jù)選取

本項(xiàng)檢驗(yàn)選取2005年7月至2009年12月期間的數(shù)據(jù)。由于銀行同業(yè)拆借利率比較活躍和敏感，能夠反應(yīng)市場(chǎng)資金的供求情況，因此國(guó)內(nèi)利率選取我國(guó)銀行同業(yè)拆借90天期利率的月度平均數(shù)，國(guó)外利率選擇同期美國(guó)國(guó)庫(kù)券利率。即期匯率st，選擇月末匯率，同時(shí)以人民幣NDF匯率作為即期匯率的預(yù)期值 （匯率都以直接標(biāo)價(jià)法表示）。本幣資產(chǎn)(債券)At包括：政府債券、央行票據(jù)、金融債券、企業(yè)債券、短期融資券、資產(chǎn)支持證券等；外幣資產(chǎn)采用外匯儲(chǔ)備的數(shù)據(jù)③中國(guó)同業(yè)拆借利率、即期匯率、外匯儲(chǔ)備來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，美國(guó)國(guó)庫(kù)券利率來(lái)源于美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站，NDF匯率來(lái)源于彭博社，本幣債券數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)債券信息網(wǎng)。

2.3 模型的檢驗(yàn)

2.3.1 單位根檢驗(yàn)

在做協(xié)整檢驗(yàn)前，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，我們采用可消除殘差自相關(guān)的ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 時(shí)間序列S的單位根檢驗(yàn)

從上述檢驗(yàn)可知，時(shí)間序列P、S、F、ID、IF的一階差分序列都是平穩(wěn)序列,所以可能存在協(xié)整關(guān)系，即變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

2.3.2 構(gòu)建向量自回歸模型

向量自回歸模型通常用于分析相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的相關(guān)性和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)影響。因?yàn)樗苊饬私Y(jié)構(gòu)方程中需要對(duì)系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生量的滯后值函數(shù)的建模問(wèn)題，所以運(yùn)用更為廣泛。根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，一階單整變量S、F、ID、IF跟P建立VAR模型，分析結(jié)果見(jiàn)表2。

從表2可以看出，模型的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也表明模型設(shè)定較為合理。滯后一期的資產(chǎn)組合配置比例、滯后一期的即期匯率、滯后一期NDF匯率對(duì)資產(chǎn)組合配置比例有顯著的影響。

表2 VAR模型結(jié)果

2.3.3 Johanson協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen（1990）提出基于向量自回歸的協(xié)整分析方法，并用它來(lái)檢驗(yàn)股市收益率、股市發(fā)展水平與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間的相互關(guān)系?；赩AR的協(xié)整分析可以更好地研究分析變量之間的相互作用結(jié)構(gòu)和影響程度，以及檢驗(yàn)變量間的動(dòng)態(tài)變化和向均衡狀態(tài)的調(diào)節(jié)過(guò)程。現(xiàn)使用Johanson多變量協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)時(shí)間序列P、S、F、ID、IF進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（見(jiàn)表3）。

表3 Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

跡統(tǒng)計(jì)量指出在5%水平上至少存在著兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整等式為表4所示。

表4 協(xié)整關(guān)系式

協(xié)整方程(4)表示國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例，與即期匯率、人民幣NDF匯率、國(guó)內(nèi)外利率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整方程中匯率項(xiàng)目（包括即期匯率、人民幣NDF匯率）的系數(shù)符號(hào)與模型 (3)所反映的邏輯關(guān)系相一致。

2.3.4 Granger因果檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)變量中有一些變量顯著相關(guān)，但它們未必都是有意義的，因此判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因就非常重要了。Granger提出了一個(gè)判斷因果關(guān)系的檢驗(yàn)，即Granger因果檢驗(yàn)。下面對(duì)資產(chǎn)組合的配置比例P、即期匯率S、人民幣NDF匯率F、國(guó)內(nèi)利率ID和外國(guó)利率IF進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表5 格蘭杰因果的檢驗(yàn)結(jié)果

從表5的分析可以看出：資產(chǎn)組合的配置比例P能夠Granger引起即期匯率S和人民幣NDF匯率F，反之則不是。由于國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例變化是由中央銀行外匯干預(yù)引發(fā)的，因此中央銀行的外匯干預(yù)可以影響匯率水平。P是引起ID的格蘭杰原因，但不是IF的格蘭杰原因，說(shuō)明外匯干預(yù)能夠引起國(guó)內(nèi)利率水平變化，從而可以改變風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。由此，可以證明我國(guó)中央銀行的外匯干預(yù)改變了風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，從而證明我國(guó)中央銀行的外匯干預(yù)可以通過(guò)資產(chǎn)組合渠道發(fā)揮效力。

2.3.5 脈沖相應(yīng)函數(shù)

脈沖相應(yīng)函數(shù)方法是用來(lái)分析模型受到?jīng)_擊是對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。綜合VAR模型結(jié)果和協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)即期匯率S、人民幣NDF匯率F對(duì)資產(chǎn)配置比例影響較大，所以只對(duì)這幾個(gè)變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析（見(jiàn)圖3）。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如下：結(jié)果表明國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例P的變化對(duì)即期匯率和人民幣NDF匯率的影響相似，有相同的波動(dòng)方向。說(shuō)明我國(guó)中央銀行外匯干預(yù)對(duì)于匯率波動(dòng)方向的干預(yù)目標(biāo)明確。

圖3 脈沖反應(yīng)函數(shù)

3 主要結(jié)論

我國(guó)當(dāng)前的外匯干預(yù)頻繁且規(guī)模較大，同時(shí)干預(yù)目標(biāo)具有明顯的不對(duì)稱(chēng)性，干預(yù)的主要方向在于抑制人民幣升值，即中央銀行不斷在外匯市場(chǎng)上買(mǎi)入外幣資產(chǎn)，以保持人民幣匯率的相對(duì)平穩(wěn)。同時(shí)，通過(guò)發(fā)行央行票據(jù)多種公開(kāi)市場(chǎng)操作方式?jīng)_銷(xiāo)因外匯占款的變化對(duì)基礎(chǔ)貨幣投放造成的影響，從而保證國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定增長(zhǎng)。這樣就體現(xiàn)為中央銀行的外幣資產(chǎn)不斷增持，同時(shí)也不斷增加自身負(fù)債進(jìn)行沖銷(xiāo)。

由于我國(guó)外匯管理當(dāng)局對(duì)國(guó)內(nèi)外的資本流動(dòng)實(shí)施比較嚴(yán)格的限制，以本幣標(biāo)價(jià)的金融資產(chǎn)和以美元標(biāo)價(jià)的金融資產(chǎn)之間的替代程度比較低，不能完全替代。

在此基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用VAR模型，通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、以及Granger因果檢驗(yàn)考察了我國(guó)外匯干預(yù)的資產(chǎn)組合渠道的有效性。VAR模型估計(jì)結(jié)果表明：滯后一期的資產(chǎn)組合配置比例、滯后一期的即期匯率、滯后一期NDF匯率對(duì)資產(chǎn)組合配置比例有顯著的影響。協(xié)整方程表示國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例與即期匯率、人民幣NDF匯率、國(guó)內(nèi)外利率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。我國(guó)的外匯干預(yù)能夠影響風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，因此外匯干預(yù)行為可以通過(guò)資產(chǎn)組合渠道發(fā)揮效力。

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