肖 霆，劉 冰

(中南大學(xué)商學(xué)院，長沙410083)

一、引言

21世紀初，伴隨著國內(nèi)外市場形勢的變化，我國的外匯儲備量和外匯占款量不斷增加，這種轉(zhuǎn)變來自于多方面的原因。首先是央行的資產(chǎn)項目重心開始逐步轉(zhuǎn)移為以外匯儲備為主，此外隨著近年來我國對外貿(mào)易經(jīng)常項目與資本項目上出現(xiàn)的持續(xù)雙順差，央行為了保持人民幣的匯率穩(wěn)定，不得不購入外匯，從而形成了大量的外匯占款。為了維持本國的貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定性，我國央行不得不采用一定的方法來干預(yù)市場。在2002年之前，我國外匯占款與我國基礎(chǔ)貨幣量的比值在50%之內(nèi)，但是從那之后我國外匯占款比例不斷增加。近些年來，隨著外匯儲備的持續(xù)增長以及央行實施的“沖銷干預(yù)”政策，我國的外匯占款大幅飆升，外匯占款增量占中央銀行基礎(chǔ)貨幣的增量比例也越來越高。2005年突破100%，隨后幾年持續(xù)上升，2009年更是達到134%，成為貨幣創(chuàng)造的主渠道。中央銀行從之前的提高再貸款率、再貼現(xiàn)率來回籠資金到現(xiàn)在不得不通過發(fā)行央行短期票據(jù)來沖銷大量外匯占款帶來的貨幣量的增加。央行的這些干預(yù)手段到底能夠?qū)_我國多少貨幣量，及其效果如何就是本文研究的重點。

二、文獻綜述

從沖銷系數(shù)模型入手來分析我國沖銷干預(yù)的文獻不在少數(shù)，這些文獻大體可以分為三類。其中一部分學(xué)者通過對模型進行實證分析，得出央行的票據(jù)是最具有效的沖銷工具。最具有代表性的就是徐明東，田素華的通過抵消系數(shù)和沖銷系數(shù)模型對中國央行的貨幣供給與國際收支雙順差的關(guān)系進行了研究，得出央行的票據(jù)沖銷是有效的，并且其他干預(yù)工具的沖銷力度相對來說就比較弱一點［1］。魏曉琴、古小華證實了央行的沖銷干預(yù)是有效的，并且央行票據(jù)在短期內(nèi)能夠抑制物價的上漲，而存款準備金政策短期內(nèi)效果并不明顯，而且央行票據(jù)的沖銷效果明顯優(yōu)于存款準備金政策［2］。

還有一部分學(xué)者通過在沖銷系數(shù)模型中套用短期數(shù)據(jù)和長期數(shù)據(jù)進行對比分析，得出大致統(tǒng)一的結(jié)論就是干預(yù)手段是不可持續(xù)的。比如曾秋根通過實證得出沖銷干預(yù)難以具有長期可持續(xù)性，他認為我國沖銷力度較大，成本較高，時間較長，容易導(dǎo)致經(jīng)濟運行中的資金持有結(jié)構(gòu)的不平衡，影響銀行貸款增長率，并且容易引發(fā)經(jīng)濟滯脹問題［3］。何慧剛通過加入新的變量到?jīng)_銷系數(shù)模型而得出外匯的沖銷干預(yù)不僅會影響貨幣政策的獨立性，還可能導(dǎo)致物價上漲引起通貨膨脹，匯率的變動，利率的上漲，因而不太可能具有可持續(xù)性［4］。

最后一類就是利用不同的數(shù)學(xué)模型來驗證沖銷效果。比如皇甫秉超運用了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)通過實證分析證實了我國實行積極的沖銷政策主要是針對資本的流入而不是經(jīng)常項目順差，并且還發(fā)現(xiàn)長期的抵消系數(shù)為正，這可能是因為我國的資本項目受到嚴格管制［5］。朱孟楠、劉林認為我國外匯市場的干預(yù)是有效的，并且通過LS、E-G協(xié)整、ECM和State-Space模型估計出沖銷系數(shù)，證明我國央行的沖銷是部分有效的［6］。

國外對于沖銷模型的研究角度跟國內(nèi)有較大的差別，主要原因在于影響各個國家干預(yù)效率的自變量的取用不同。比如Zoe McLaren在研究澳大利亞儲備銀行的干預(yù)有效性時，采用的是研究AUD/USD的匯率對銀行的反應(yīng)程度，從而得出央行進行沖銷干預(yù)的方式是購買外幣用來沖銷國內(nèi)證券的銷售，使得國內(nèi)的基礎(chǔ)性貨幣量不變［7］。

三、中央銀行進行沖銷干預(yù)的基本機理

貨幣當局的資產(chǎn)負債恒等式為:

即Mb=NFA+DC。

當DC=-NFA時，完全沖銷干預(yù)，即由干預(yù)引起的國內(nèi)信貸額的變化與國外資產(chǎn)凈值的變化完全抵消，從而使得國內(nèi)基礎(chǔ)貨幣量保持不變。

若不采取任何措施，即國內(nèi)信貸DC不發(fā)生改變，則國外凈資產(chǎn)NFA的變化將引起基礎(chǔ)貨幣等量的變化，這種對引起基礎(chǔ)貨幣量的變化不采取任何抵消措施的行為稱為非沖銷干預(yù)。若將干預(yù)引起的國外凈資產(chǎn)NFA的變化用國內(nèi)信貸DC進行反向抵消，從而維持基礎(chǔ)貨幣的原有水平，這種干預(yù)就被稱為沖銷干預(yù)。

沖銷系數(shù)模型由Argy和Kouri首先提出，其中最基本的模型可以表示為:

其中x為其他自變量。β0為常數(shù)項。β1沖銷系數(shù)，它反映的就是央行國內(nèi)凈資產(chǎn)的變化對國外凈資產(chǎn)變化的敏感度。β1正常取值在［-1，0］之間，若為-1則為完全沖銷，若為0則無沖銷，若在此之間則為部分沖銷，小于-1則為過度沖銷。

其中NDA為國內(nèi)凈資產(chǎn)，NFA為國外凈資產(chǎn)，μ為殘差項。

四、沖銷系數(shù)的實證檢驗與結(jié)果分析

1．數(shù)據(jù)說明與穩(wěn)定性檢驗

本文選取2007年1月1日到2012年3月的月度數(shù)據(jù)。因為月度數(shù)據(jù)變化更加精細，有利于實證結(jié)果的有效性。央行的國內(nèi)信貸量用國內(nèi)凈資產(chǎn)額(NDA)表示，即用央行國內(nèi)資產(chǎn)(包括中央政府、存款貨幣銀行、其他銀行機構(gòu)、非銀行機構(gòu)和其他行業(yè)債權(quán)及其他資產(chǎn))減去國內(nèi)負債(包括央行債券、中央政府存款、其他負債及貨幣發(fā)行)。國外凈資產(chǎn)額(NFA)為國外資產(chǎn)減國外負債得到。國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)用GDP的月度換算數(shù)據(jù)，本文所采用的換算數(shù)據(jù)是統(tǒng)計局通過基期換算完成的月度數(shù)據(jù)即GDP平減指數(shù)，它是指沒有剔除物價變動前的GDP(現(xiàn)價GDP)增長與剔除了物價變動后的GDP(不變價GDP或?qū)嵸|(zhì)GDP)增長之商，這樣就可以排除通貨膨脹和物價的影響，使得數(shù)據(jù)更加精確。通貨膨脹率(CPI)用月度環(huán)比CPI，本文采用環(huán)比數(shù)據(jù)主要原因是環(huán)比數(shù)據(jù)針對上一個月而言更加能夠反映出其變化量。而利差(R)則取用的中國的90天的銀行同業(yè)拆借利率和美國的3個月國債利率之差來代替，因為這兩組利率都是短期內(nèi)較為活躍并且更新較快的利率。其中NDA，NFA數(shù)據(jù)來自于人民銀行網(wǎng)站的我國貨幣當局資產(chǎn)負債表，GDP，CPI以及中國銀行間90天同業(yè)拆借利率數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局，美國3個月國債利率來自美聯(lián)儲網(wǎng)站。

為了消除規(guī)模因素的影響，已有文獻大都選擇了GDP作為規(guī)模因子，還有極為少數(shù)的選擇儲備貨幣作為規(guī)模因子。由于NDA，NFA數(shù)值與GDP，R的數(shù)值相差較大，因此選擇我國資產(chǎn)負債表里的外匯FX作為規(guī)模因子對NDA和NFA進行處理。選擇外匯做規(guī)模因子是因為外匯的數(shù)值與NDA，NFA相當，并且為該沖銷模型的外生變量，不影響模型的估計。本文采用Eviews6．0軟件進行計量分析。

為了保證估計模型結(jié)果的穩(wěn)定性，先對時間序列變量進行ADF檢驗，結(jié)果如表1所示。

結(jié)果顯示，所有變量在進行一階差分后均為一階單整。

表1 時間序列變量穩(wěn)定性(ADF)檢驗結(jié)果_____

2．GRANGER因果關(guān)系檢驗

在用沖銷系數(shù)模型估計沖銷系數(shù)時需要考慮內(nèi)生性問題。本文采用基于VAR的GRANGER因果檢驗對方程中各個變量內(nèi)外生性進行檢驗，結(jié)果如表2所示。

GRANGER因果檢驗結(jié)果表明，D(NFA/FX)是D(NDA/FX)的GRANGER原因，這說明國際收支在一定程度上能夠影響國內(nèi)的信貸水平，這是因為我國收支順差導(dǎo)致外匯占款的增加，從而政府不得不向國內(nèi)發(fā)行票據(jù)以抵消這部分貨幣量的增加，從而影響我國信貸政策。而D(NDA/FX)也是D(NFA/FX)的GRANGER原因，這說明國際收支順差主要來自經(jīng)常項目順差和外國直接投資凈流入，而這受國內(nèi)信貸政策影響較大。DGDP是D(NDA/FX)的GRANGER原因說明國內(nèi)生產(chǎn)總值能夠影響到國內(nèi)信貸政策，這符合經(jīng)濟理論。DR和DCPI不是D(NDA/FX)的GRANGER原因說明利率和物價的變動對我國信貸額影響不大。

從上述結(jié)果我們可以看到D(NDA/FX)方程的GRANGER檢驗結(jié)果最為理想，這也與我們事先采用的沖銷系數(shù)模型相符合。

3．沖銷系數(shù)模型的估計

我們對上述變量進行回歸檢驗，根據(jù)GRANGER檢驗以及上面給出的沖銷系數(shù)模型，把 D(NDA/FX)作為因變量，而 D(NFA/FX)，DGDP，DR作為自變量得出結(jié)果如表3所示:對該結(jié)果進行模型估計得出如下模型:

方程擬合度也非常高，達到了0．998 787。

根據(jù)上述回歸結(jié)果我們估計出沖銷系數(shù)達到0．989 95，這說明我國央行進行的沖銷干預(yù)非常有效，通過一定的干預(yù)手段有效的抵消了一部分外匯占款帶來的貨幣量的增加。

五、結(jié)論及政策分析

本文通過對2007年1月到2012年3月的數(shù)據(jù)進行沖銷系數(shù)的估計，得出我國自2007年至2012年3月所進行的沖銷干預(yù)手段是有效，有效程度接近于99%，這在我國國際收支雙順差的情況下有效的抵消了貨幣供應(yīng)量增多給我國經(jīng)濟帶來的影響，也在一定程度上減緩了人民幣升值的壓力。

雖然以上實證結(jié)果證實我國目前的沖銷手段很有效率，但是我們應(yīng)該注意到就目前經(jīng)濟現(xiàn)狀來說，如此高效的沖銷手段是不可持續(xù)的，雖然我國資本項目開放度并不高，但是隨著經(jīng)濟改革的深入，我國資本項目也將逐步開放，這將吸引更多外國資本的流入，因此人民幣升值的壓力依然存在，我國的貿(mào)易順差依然維持，從而將導(dǎo)致外匯占款新增額的持續(xù)增加和對沖成本的逐步增加，這將使得我國中央銀行面臨更大的沖銷壓力。為了減緩央行的巨大壓力，應(yīng)該從沖銷手段的多樣性作為切入點，增大其他干預(yù)手段有效性的同時，大力發(fā)展公開市場操作業(yè)務(wù)，加大債券的發(fā)行量來緩解票據(jù)沖銷的成本。

表2 基于VAR的GRANGER因果檢驗結(jié)果

表3 回歸檢驗后改變因變量和自變量后的結(jié)果

［1］徐明東，田素華．中國國際收支雙順差與貨幣供給動態(tài)關(guān)系:1994-2007基于抵消系數(shù)和沖銷系數(shù)模型的分析［J］．財經(jīng)研究，2007，(12):4-16．

［2］魏曉琴，古小華．我國央行票據(jù)和存款準備金政策沖銷有效性的實證研究［J］．金融觀察，2010，(10):35-39．

［3］曾秋根．央行票據(jù)對沖外匯占款的成本、經(jīng)濟后果分析:兼評沖銷干預(yù)的可持續(xù)性［J］．財經(jīng)研究，2005，(5):63-72．

［4］何慧剛．中國外匯沖銷干預(yù)和貨幣政策獨立性研究［J］．財經(jīng)研究，2007，(11):18-30．

［5］皇甫秉超．國際收支雙順差下的中國沖銷干預(yù)政策:2000-2009［J］．世界經(jīng)濟情況，2010，(1):14-20．

［6］朱孟楠，劉林．中國外匯市場干預(yù)有效性的實證研究［J］．匯率研究，2010，(1):52-59．

［7］McLaren Zoe．The effectiveness of reserve bank of Australia foreign exchange intervention［D］．Melbourne:University of Melbourne，2002:1261-1266．