我國貨幣政策自主性的實證研究

胡再勇

（外交學院 國際經濟學院，北京 100037）

一、引言

對我國而言，增強匯率制度彈性以提高貨幣政策自主性是我國匯率政策改革考慮的一個重要因素（孫華妤，2006）。[1]但許多研究發現，貨幣政策自主性與匯率制度彈性之間并不存在系統性關系。如Hausmann等(1999)發現一些實行固定匯率制度的國家，其貨幣政策獨立性還強于實行浮動匯率制度的國家；Bordo和Flandreau(2003)則認為，即使在傳統的金本位制下，也存在顯著的貨幣政策自主性；Calvo和Reinhart(2002)認為在浮動匯率制下，也只有有限的貨幣政策自主性；Forssback和Oxelheim(2006)認為在浮動匯率制與固定匯率制下，貨幣政策自主性并沒有顯著差異；而Frankel等(2004)發現，一些實行浮動匯率制或者固定匯率制的國家，它們的貨幣政策都不獨立；孫華妤(2004)也認為，浮動匯率制度或者完全資本管制并不能保證貨幣政策的獨立性。[2-7]因此，通過增強匯率制度彈性并不必然會提高貨幣政策自主性。2005年7月匯改以后，人民幣匯率制度彈性大幅增強，那么我國的貨幣政策自主性有沒有顯著提高呢？這是本文研究的主要目的。一國的貨幣政策包括利率政策和貨幣數量政策，因此，本文擬從利率政策和貨幣數量政策兩個角度去考察我國貨幣政策自主性在2005年匯改前后的變化情況，并據此實證檢驗“可能的二元”(Possible Duality)假設，即匯率制度彈性越高，貨幣政策自主性越強。

二、我國貨幣政策自主性的理論分析

本文首先對Mundell-Fleming模型(以下簡稱M-F模型)的代數形式進行修正，然后基于修正后的M-F模型，就1997年7月－2005年7月以及2005年7月匯改后兩個時期，我國不同匯率制度彈性、資本流動性與貨幣政策自主性進行理論分析。①

M-F模型是粘性價格模型，資本完全不流動，國際收支平衡僅僅考慮經常賬戶的平衡。本文在M-F模型中納入資本金融賬戶，并考慮我國國際收支不平衡的實際情況。修正后的M-F模型的代數形式如下：

其中，（1）式表示商品市場均衡時產出與利率的關系；（2）式表示貨幣市場均衡時貨幣供給量與利率的關系；而（3）式則為我國國際收支狀況的等式。②在式中，y表示國民收入；e表示即期匯率；p*表示國外價格；p表示國內價格。由于M-F模型是粘性價格模型，兩國價格差p*-p保持不變。α表示經常賬戶差額對真實匯率的敏感程度，假定滿足馬歇爾－勒納(Marshall-Lerner)條件；β表示邊際消費傾向；i表示利率；γ表示投資對利率的敏感度；g表示政府支出；m表示真實貨幣供應量，由國內信貸和國際儲備決定；λ表示交易性和預防性貨幣需求對收入的敏感度；ω表示貨幣需求對利率的敏感度；δ表示邊際進口傾向；π表示國際資本流動對利率的敏感度；Ef表示預期的遠期匯率；ρ表示國際資本流動對預期匯率升（貶）值的敏感度；BP表示我國經常賬戶與資本金融賬戶的總盈余量。

在1997年7月至2005年7月的釘住匯率制度期間，人民幣對美元波動幅度很小，因此ρ≈0。由于美元相對于其他全球主要貨幣自由浮動，因此，人民幣對其他貨幣也是自由浮動的。但我國的國際儲備以美元占絕對數量，再加上我國的資本賬戶還沒有完全放開，也比較小，因此我國國際收支主要由經常賬戶決定。現在考慮釘住匯率制度下貨幣政策的自主性情況。假設外國利率i*提高（降低），這時資本外（內）流，但考慮到資本賬戶沒有完全放開，資本外流有限，影響國際收支較小，對釘住匯率制的影響也較小。由于1997年7月到2005年7月之間，人民幣兌美元匯率保持在8.27～8.28元人民幣／美元之間，外國利率變動（提高或降低）導致的匯率變動可能高于也可能低于0.01元人民幣／美元。如果導致匯率變動低于0.01元人民幣／美元，則可以不采取應對措施。但在外國利率變動既定的情況下，本國利率或貨幣數量變動帶來的匯率變動趨勢，不可能超過0.01元人民幣／美元的幅度，因此本國存在一定的貨幣政策自主性。若外國利率提高（降低）導致匯率變動高于0.01元人民幣／美元，則必須采取對應措施，使匯率波動小于0.01元人民幣／美元。這時可以采取緊縮性（擴張）貨幣政策或財政政策，減小匯率波動的幅度，但這會使本國的利率提高（降低），因此本國利率隨外國利率的變動而變動，本國的貨幣政策沒有自主性。

2005年7月匯改后，我國的匯率制度是參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率波動幅度較大，因此ρ≠0。但我國的資本賬戶沒有完全開放，π較小。M-F模型假設拋補的利率平價成立，即i-i*=(f-e)/e，本文進一步假設市場上的大部分投資者對匯率的預期準確，即預期的遠期匯率恰好等于到期的遠期匯率，這時拋補和非拋補的利率平價都成立，即i-i*=(Ef-e)/e=(f-e)/e，(3)式可以寫為α(e+p*-p)-δy+(π+ρ)(i-i*)=BP。在有管理的浮動匯率制下，由于存在較強的人民幣升值預期，|ρ|不小，假設外國利率i*降低，這時資本內流，再加上存在強烈的人民幣升值預期，即系數|π+ρ|較大，資本通過各種渠道進入的數量不少。這一方面會導致人民幣升值更多；另一方面，被動的貨幣供給增加，使得本國的貨幣數量政策缺乏自主性。貨幣供給增加將導致本國利率i降低。為了避免本國利率i降低，我國政府采取的措施是，通過被動增加貨幣供給的方式以吸收外國資本，同時發行央行票據以收緊市場上的流動性，避免貨幣供應量的增加和利率的下降。但這帶來了央行發行成本的增加。只要資本內流的規模在央行的吸收能力之內，我國利率并不會隨著外國利率的下降而同等幅度的下降，我國存在較大的利率政策自主性。若資本內流的規模超過了央行的控制能力，如被動發行央行票據超出了央行成本承擔的范圍，則央行不可能采取完全的沖銷措施，于是短期內我國利率隨外國利率的降低而降低，缺乏自主性。若外國提高利率i*，則存在資本外流，但人民幣升值預期導致資本內流，且資本項目管制導致的資本外流沒有人民幣升值預期導致的資本內流大，外國提高利率和人民幣升值預期的綜合效果仍然是資本內流。這時我國政府可以采取同樣的措施，其力度也較利率i*下降時小，結果仍然是我國貨幣數量政策沒有自主性，而利率政策存在較大的自主性。

綜上所述，在1997年7月至2005年7月間，如果外國利率或貨幣數量變動導致人民幣匯率波動小于0.01元人民幣／美元，則我國存在貨幣政策自主性；若外國利率或貨幣數量變動導致人民幣匯率波動大于0.01元人民幣／美元，則我國喪失了貨幣政策自主性。在2005年匯改后，我國的貨幣數量政策是被動的、缺乏自主性的，但只要央行的沖銷政策不超出央行的成本承擔范圍，我國還是存在一定的利率政策自主性。

三、本文的實證方法和模型

對于貨幣政策自主性的實證研究，主要有三種研究方法。③為了準確度量我國利率政策自主性的變化情況，本文準備同時利用貨幣目標區模型和貨幣政策反應方程來實證研究我國利率政策在2005年匯改前后的變化情況；同時，利用長短期外匯儲備與基礎貨幣之間的關系來實證研究我國貨幣數量政策在2005年匯改前后的變化情況。

（一）基于貨幣目標區模型考察利率政策自主性的實證方法及模型

貨幣目標區模型的中心假設是非拋補的利率平價條件(UIP)：

式中，it和分別表示本國和外國的利率。考慮到美國、歐元區以及日本的經濟影響力，本文初步使用美元利率、歐元區利率以及日本利率代表外國利率；但實證中發現，日元利率和其他利率之間存在嚴重的多重共線性，因此，外國利率最終以美元利率和歐元區利率為代表。Δe表示匯率變化，E是預期算子，Ωt表示在t時刻對t到t+k時段匯率變動進行預期所擁有的信息。目標區模型的中心論點是目標區允許國內利率相對于外國利率暫時偏離，而偏離的大小和時間長度則度量了貨幣政策自主性的程度。這種論點也適用于其他匯率制度。例如，缺乏可信度的貨幣政策當局，即使在彈性匯率制度下，也沒有多少貨幣政策自主性；相反，專注于通貨膨脹和產出的具有可信度的貨幣政策當局，即使在彈性匯率制度下，其利率可以持續地偏離外國利率(Fratzscher，2002)。[8]本文利用外國利率溢出效應的大小和本國利率向長期均衡關系調整的速度來度量貨幣政策自主性的程度。

考慮到利率數據的特點，即利率數據是非平穩的，其一階差分都是平穩的，而且是有偏的尖峰分布，因此，應考慮利用廣義自回歸條件異方差模型(GARCH)來實證分析利率平價關系。考慮到匯率一階差分也是平穩的，不妨假設預期是無偏的，這樣就可以去掉預期符號。實證模型采取的形式為式（5）和式（6）：

其中，β系數表示利率的傳導；κ可以解釋為由于國內外利率不一致產生的風險溢價。

式(6)表示條件方差是其自身的滯后項和自身的平方項的函數。GARCH模型通過采用極大似然函數法進行估計，極大似然函數的對數形式為：

其中，T是樣本觀測值個數、θ是相關的參數列向量、σt是隨時間變化的條件方差－協方差矩陣。通過單純形算法（Simplex Algorithm），可以得到參數的初始值；再通過Berndt等(1974)提出的極大化數值算法，[9]可以得到最終的參數估計值。

利用GARCH模型來模擬本國利率和外國利率之間的長期關系，必須考慮利率水平數據的平穩性問題。如果GARCH模型（5）式中的εt是平穩的話，則（5）式衡量了本國利率和外國利率之間的長期協整關系。但即使長期協整關系成立的話，GARCH模型也無法度量系統的短期動態調整過程。而為了度量貨幣政策的自主性程度，需要了解利率偏離長期均衡是如何持續的以及利率調整到均衡水平的速度如何。偏離的時間越長，或者調整的速度越慢，則貨幣政策自主性越強。使用誤差修正模型（Error Correction Model,ECM）可以度量短期動態調整過程，而誤差修正模型其實是（5）式的變形。如下式所示：

其中，參數λ度量了利率向長期均衡水平調整的速度；ecm是式（5）中的平穩殘差項；Δ前的系數度量了外國利率變化的短期溢出效應大小。

可以利用Engle和Granger(1987)提出的E-G兩步法來確定和估計誤差修正模型。[9]第一步是估計(5)式，并判斷殘差項是否平穩；若平穩，則(5)式就是本國和外國利率的長期協整關系。第二步利用第一步得到的平穩殘差項表示ecm，并估計(8)式，得到其他的參數。

（二）基于貨幣政策反應方程考察利率政策自主性的實證方法和模型

本文修改Clarida等(1998)構建的貨幣政策反應方程，[10]加入外國貨幣政策變量，以檢驗我國的貨幣政策變量到底是由國內的宏觀經濟變量(如最優通貨膨脹率預期偏差、產出差)所驅動，還是受國外的貨幣政策決策所影響。央行主要的貨幣政策工具是短期利率，本文利用銀行間隔夜貸款利率作為貨幣政策工具。為了使本文構建的貨幣政策反應方程有意義，假設存在暫時的名義工資和價格剛性。在剛性條件下，央行貨幣政策在短期能影響實際活動；通過改變名義利率，央行能改變實際利率和匯率。在不完全的工資和貨幣調整下，產出和通貨膨脹率間存在短期的正向關系，這會對央行的貨幣政策產生約束作用(Clarida，1998)。[10]央行在兩次利率變動期間有短期的名義利率目標re，而短期的名義利率目標依賴于經濟狀況，本文假設短期利率目標依賴于預期的通貨膨脹率和產出，方程如下：

其中，是長期均衡名義利率；pt,t+k是t和t+k期間的通貨膨脹率；pe是通貨膨脹率目標；yt是實際產出水平與潛在產出水平的差；E是預期算子；Ωt表示央行在時刻t設定利率時所擁有的信息。

假設實際利率的調整部分取決于利率目標，則：

此處加入外國利率，是為了衡量外國貨幣政策對本國的影響；參數ρ2顯著，即表明本國利率受到外國貨幣政策的顯著影響，從而自主性受到了影響；參數ρ1是為了衡量本國利率的平滑度，0≤ρ1≤1。上述模型還包括對利率的隨機沖擊變量μt，假設μt服從獨立同分布白噪聲過程。

將式 （9） 代入式 （10） 中，并令 λ=-αpe，得到：

消除模型（11）中不可觀測的預期變量，用實際變量進行替換，得到新的可用于計量實證的模型為：

利用GMM法估計模型(13)，即可得到參數α、β、λ、ρ1和ρ2。工具變量集合πt可取通貨膨脹率、產出、本國利率、外國利率、價格等的滯后項作為工具變量。

（三）基于外匯儲備和基礎貨幣長短期關系考察貨幣數量政策自主性的實證方法和模型

考慮到外匯儲備變化可能對一國的貨幣供應產生影響，因此，一國的貨幣供應可以分為能由外匯儲備預測的部分和不能由外匯儲備預測的部分。其中，能由外匯儲備預測的部分代表外部的影響；不能由外匯儲備預測的部分則反映國內相應部門對貨幣供應的沖擊，代表本國貨幣數量政策的自主性。Veyrune(2007)正是基于上述原理，利用外匯儲備和基礎貨幣之間的長期和短期關系來考察貨幣政策的自主性。[11]假設外匯儲備和基礎貨幣供應之間存在長期關系，如下式：

其中，Mt表示基礎貨幣；Rt表示外匯儲備；α表示基礎貨幣對外匯儲備的回歸系數，即外匯儲備的變化帶來的基礎貨幣的變化量；αRt表示基礎貨幣供應可由外匯儲備預測的部分；隨機項μt表示基礎貨幣供應中不能由外匯儲備預測的部分，即表示本國相應部門對貨幣供應的沖擊，用來刻畫本國貨幣數量政策的自主性。若（14）式表示的基礎貨幣與外匯儲備的關系是長期的，則如果μt是非平穩的，表明本國貨幣政策存在一定的自主性；如果μt是平穩的，則表明本國貨幣政策不存在自主性。在非完全釘住匯率制度下，基礎貨幣對外匯儲備的彈性大于0小于1，本國相應部門對貨幣供應的影響不再是隨機的，這時隨機項非平穩，貨幣政策存在一定的自主性。自主性程度的大小隨基礎貨幣對外匯儲備彈性的增大而降低。

若（14）式協整關系成立，則可以建立誤差修正模型，以反映基礎貨幣與外匯儲備之間的短期變動關系。誤差修正模型可以反映系統由短期偏離向長期均衡關系調整的速度。

四、實證結果及分析

（一）基于貨幣目標區模型考察利率政策自主性的實證結果

基于貨幣目標區模型衡量利率政策自主性用到的數據有：中國居民三個月的存款利率i、倫敦市場歐洲美元三個月的存款利率、歐元區的基準利率、人民幣兌美元的即期匯率s。所有數據的頻率均為日頻率數據，其中，中國居民三個月的存款利率及倫敦市場歐洲美元三個月的存款利率數據，來源于CEIC數據庫；人民幣兌美元的即期匯率數據，來源于國家外匯管理局官方網站；歐元區基準利率數據，來源于歐洲央行官方網站。由于要考察2005年7月21日匯改前后我國貨幣政策自主性情況，為了使匯改前后兩個區間的樣本數據長度差不多，本文使用的數據范圍為2001年1月2日到2009年7月23日。④考慮到需要計算三個月后匯率相對于即期匯率的變化值Δe，因此實際樣本范圍從2001年1月2日至2009年4月24日。考慮到中國、歐洲的節假日不一樣，且利率數據在節假日延續，而即期匯率只有在工作日才有報價，因此本文對數據進行了調整，只保留在同一天都有數據的樣本，最后得到的樣本數為2056個。匯改前的樣本區間是2001年1月2日至2005年7月21日，樣本個數為1140個；匯改后的樣本區間是2005年7月22日至2009年4月24日，樣本個數為916個。

1.匯改前后兩個區間的GARCH模型實證研究

（1） 匯改前均值方程為：

均值方程的殘差記為resid01。方差方程為：

(2)匯改后均值方程為：

均值方程的殘差記為resid02。方差方程為：

在上述方程中，圓括號中的數字是相應回歸參數的z統計量，而方括號中的數字是相應z統計量的p值。從p值可見，所有回歸參數都在5%的水平上顯著。

2.殘差序列的ADF平穩性檢驗

ADF平穩性檢驗結果見表1。

表1 ADF平穩性檢驗

從ADF平穩性檢驗結果可知，殘差序列Resid01和 Resid02在5%的水平上都平穩，因此，方程（15）和（17）分別表示了匯改前、匯改后兩個區間我國利率和外國利率之間的長期協整關系。從協整方程（15）和（17）可見，匯改前美元利率對我國利率的水平溢出效應是正的，美元利率的長期回歸系數為0.0139；而匯改后的溢出效應是負的，且匯改后整個區間內美元利率的長期回歸系數為-0.2435。此外，歐元區利率對我國利率的溢出效應都為正，但匯改前歐元區利率對我國利率的溢出效應較匯改后的溢出效應要小很多；匯改前歐元區利率的長期回歸系數為0.0856，而匯改后歐元區利率的長期回歸系數為0.5476。

3.匯改前后兩個區間的誤差修正模型實證研究

由于方程（15）、（17）都是協整方程，因此，可以進一步建立誤差修正模型，以考察短期動態變化關系。

（1）匯改前誤差修正模型為：

其中，ECM是長期均衡偏差項，等于長期協整方程（15）的殘差項Resid01。

（2）匯改后誤差修正模型為：

其中，ECM是長期均衡偏差項，等于長期協整方程（17）的殘差項Resid02。

在誤差修正模型（19）和（20）中，圓括號中的數字是相應回歸參數的t統計量，而方括號中的數字是相應t統計量的p值。從p值來看，除方程（20）的ECM回歸參數在10%水平上顯著外，其他回歸參數都在5%水平上顯著，表明回歸結果較好。從實證結果來看，兩個誤差修正模型ECM項前的系數都為負，表示長期均衡偏差項對被解釋變量偏離長期均衡項起著負向的修正作用，符合誤差修正模型反向修正的基本原理。

下面分析兩個區間段利率調整到均衡水平的速度如何？匯改前，美元利率的長期回歸參數為0.0139，而該區間內向長期均衡調整的速度為-0.0092，意味著半衰期為1.51天；匯改后，美元利率的長期回歸參數為-0.2435，而該區間內向長期均衡調整的速度為-0.0073，意味著該區間內半衰期為33.36天。從半衰期可見，利率調整到均衡水平的速度在匯改后較匯改前要慢，意味著匯改后我國利率偏離長期均衡水平的持續期較匯改前要長。因此，匯改后我國貨幣利率政策自主性較匯改前要強。

（二）基于貨幣政策反應方程考察利率政策自主性的實證結果

基于貨幣政策反應方程衡量資本流動性用到的數據有：上海銀行間隔夜拆借利率的月平均值i（%）、美元隔夜拆借利率的月平均值i*（%）、月度居民消費價格指數p（%）、月度工業增加值g（億元）。此外，為了GMM估計中工具變量的需要，本文還用到的數據有：月度進出口總值tr（億美元）、月度工業總產值gp（億元）、月度社會消費品零售總額cz（億元）、月度工業品出廠價格指數pg（%）。數據范圍從2002年1月至2009年6月，其中上海銀行間隔夜拆借利率和美元隔夜拆借利率數據來源于CEIC數據庫。原始數據為日頻率數據，本文將每月的日頻率數據加總后除以月度的數據個數，得到月平均隔夜拆借利率數據。其他數據來源于和訊網。

在進行實證前，本文用月度工業增加值表示實際產出水平，用月度工業增加值濾波后得到的趨勢值表示潛在產出水平；實際產出水平與潛在產出水平的差就是產出差。對月度工業增加值g進行HP(Hodrick-Prescott)濾波，得到月度工業增加值的趨勢值g1,則實際產出水平與潛在產出水平的差y=g-g1。

1.匯改前我國貨幣利率政策自主性變化情況

利用GMM方法估計（13）式，得到回歸結果為：

擬合優度為0.7251，表明回歸方程擬合效果較好。布羅施－戈弗雷序列相關的拉格朗日乘數檢驗（Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test）結果為：LM(1)=2.5947，其對應的p值為0.1072；LM(2)=4.0839，其對應的p值為0.1298；LM(3)=4.2199，其對應的p值為0.2387。這表明回歸方程（21）式的殘差不存在自相關。

從（21）式可知，ρ1=0.6072、ρ2=-0.1824、1-ρ1-ρ2=0.5752，滿足利率部分調整模型的相關系數設定，即0≤ρ1≤1、0≤1-ρ1-ρ2≤1。此外，根據回歸結果也可以計算得到λ、α和β的值，即λ=1.9079、α=-0.0122、β=-1.32E-04。

從回歸參數的顯著性來看，價格指數pt和產出差yt的回歸參數不顯著，常數項在5%的水平下顯著；而上一期的利率it-1和美元隔夜拆借利率月度均值的回歸參數，在1%的水平下都顯著。這表明在2002年1月至2005年6月，我國利率政策的反經濟周期性作用并不明顯，而主要受美元利率的影響；此外，利率的部分調整模型意味著我國利率還受到上一期利率影響。

2.匯改后我國貨幣利率政策自主性變化情況

在實證過程中，發現利用OLS得到的回歸方程只存在三階自相關，而不存在異方差，因此考慮利用科克倫－奧卡特（Cochrane-Orcutt）迭代法進行估計。估計結果為：

擬合優度為0.7566，表明回歸方程擬合效果較好;此外，F統計量表明回歸方程整體顯著。懷特異方差檢驗結果為：不含交叉項時，懷特統計量WT=11.4564，其對應的p值為0.1772；含交叉項時，懷特統計量WT=14.2971，其對應的p值為0.4278。這表明不存在異方差。布羅施－戈弗雷序列相關的拉格朗日乘數檢驗結果為：LM(1)=0.1595，其對應的p值為0.6896；LM(2)=2.4081，其對應的p值為0.3000；LM(3)=3.1971，其對應的p值為0.3622。這表明殘差不存在序列相關性。

從（22） 式可知，ρ1=0.6587、ρ2=0.0402、1-ρ1-ρ2=0.3011，滿足利率部分調整模型的相關系數設定，即0≤ρ1≤1、0≤1-ρ1-ρ2≤1。此外，根據回歸結果也可以計算得到 λ、α 和 β 的值，即 λ=1.1252、α=0.1538、β=6.64E-04。α和β的符號符合利率作為反經濟周期工具的經濟含義，即物價越高，利率越高；產出差越大，利率越高。

從回歸參數的顯著性來看，所有回歸參數在5%的水平下顯著。其中價格指數pt的回歸參數為0.0463，表明我國的利率政策有明顯的反通貨膨脹作用，這和我國嚴格控制通貨膨脹的宏觀經濟政策是一致的。再來看利率調節產出差的作用。產出差yt的回歸參數為0.0002，這和利率作為調節宏觀經濟的目標相一致，表明我國利率也是調節產出差的政策工具。同時也表明匯改后，我國利率政策的反經濟周期性作用比較明顯。此外，美元隔夜拆借利率月度均值前的回歸參數為0.0402，在5%的水平下顯著，表明我國利率還受到美元利率的影響。從回歸結果（22）式可知，我國利率主要受到宏觀經濟目標如通貨膨脹率、產出差以及美元利率的影響；此外，利率的部分調整模型意味著我國利率還受到上一期利率的影響。

比較（21）和（22） 式中美元隔夜拆借利率月度均值前的系數，即匯改前前的系數為－0.1824，匯改后前的系數為0.0402，很顯然，匯改前美元利率對我國利率的影響更大，這表明匯改后較匯改前我國利率政策的自主性更大。

（三）基于外匯儲備和基礎貨幣長短期關系考察貨幣數量政策自主性的實證結果

實證使用的數據是基礎貨幣以及外匯儲備。數據來源于CEIC數據庫，數據頻率為月度，數據長度從1997年1月到2009年6月。基礎貨幣（BS）的單位為10億元人民幣，外匯儲備（R）的單位為10億美元。

兩個回歸方程分別為（23）和（24），回歸殘差分別用resid03和resid04表示。

1.匯改前回歸方程為：

2.匯改后回歸方程為：

回歸方程下面圓括號內的數據是t統計量，而中括號內數據是相應的P值。從回歸方程（23）和（24）可見，回歸參數都顯著，表明基礎貨幣供應可由外匯儲備部分預測到；如果殘差項是非平穩的，則我國貨幣政策存在一定的自主性。兩個回歸方程殘差resid03和resid04的平穩性檢驗結果見表2。

表2 殘差的ADF平穩性檢驗

當殘差項非平穩時，表明本國貨幣數量政策存在一定的自主性。因此，方程（23）的殘差非平穩表明，匯改前我國貨幣數量政策存在一定的自主性。方程（24）的殘差在5%的水平下平穩，表明我國貨幣數量政策沒有自主性，基礎貨幣以央行購買外匯儲備的形式被動地供應。這主要是因為匯改后，人民幣兌美元匯率由2005年7月21日的8.2765元人民幣／美元，升值到8.11元人民幣／美元，一步升值2.053%；隨后，由于貿易順差不斷擴大，外匯儲備急劇增加，人民幣不斷小幅升值，而外界預期人民幣會進一步升值，熱錢通過各種渠道流入中國，導致基礎貨幣投放被動地不斷增加，貨幣數量政策缺乏自主性。

五、結論及啟示

本文首先針對我國的實際情況，對Mundell-Fleming模型的代數形式進行了修正，即在粘性價格、資本完全不流動、國際收支平衡僅僅考慮經常賬戶平衡的M-F模型的基礎上納入資本賬戶，并用以分析2005年7月匯改前后我國貨幣政策自主性情況。其次，本文利用貨幣目標區模型、貨幣政策反應方程以及外匯儲備與基礎貨幣之間的關系方程，實證研究了2005年7月匯改前后我國貨幣政策自主性的變化情況。據此，本文得到以下結論和啟示。

1.基于貨幣目標區模型以及貨幣政策反應方程的實證研究結果都表明，匯改后我國的利率政策自主性較匯改前要強。

2.基于外匯儲備和基礎貨幣之間長期關系的實證結果表明，1997年1月至匯改前，我國貨幣數量政策存在自主性；匯改后，我國貨幣數量政策則缺乏自主性。

本文研究結論表明了“可能的二元”假設，即匯率制度彈性越高、貨幣政策自主性越強這一假設在我國也只是部分成立，亦即只對利率政策成立，而對貨幣數量政策并不成立。

本文的結論對我國貨幣政策也有啟示作用。由于匯改后我國利率政策較匯改前的自主性程度提高，而貨幣數量政策則由匯改前的存在自主性變為缺乏自主性，因此，我國應以利率作為貨幣政策中介目標。

注 釋：

①本處之所以將匯改前的區間選擇從1997年7月至2005年匯改前，是因為1994年1月1日我國實行以市場供求為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率制后，除1994年1月1日至1997年7月1日，人民幣兌美元匯率波動幅度較大外，從1997年7月至2005年7月，人民幣兌美元匯率都保持在8.27～8.28元人民幣／美元之間，匯率制度由開始的有管理的浮動匯率制變成事實上的釘住美元的釘住匯率制。這樣，匯改前的區間實際為盯住匯率制；而2005年匯改后，我國實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。匯改前后兩個區間實行的匯率制度差別明顯，便于本文的理論分析和實證研究。

②由于我國國際收支賬戶并不平衡，除1998年外，從1997年到2008年，我國存在經常賬戶和資本金融賬戶雙順差；即使在1998年，我國經常賬戶（2932351萬美元）和資本金融賬戶（-632144萬美元）余額之和仍為順差。變量BP為衡量我國經常賬戶與資本金融賬戶總盈余量，因此為一正數。加入BP是為了使（3）式為恒等式。

③具體參閱Bertola和Svensson（1993）、Svensson（1994）、Clarida等 （1998）、Ball（1999，2000） 以及Veyrune（2007） 等文章。

④因為沒有2001年1月1日的即期匯率數據，所以從2001年1月2日開始。

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[1]孫華妤.中國貨幣政策獨立性和有效性檢驗——基于1994－2004年的數據[J].當代財經，2006，(7)：26-32.

[2]Hausmann,Ricardo,Michael Gavin,Carmen Pages and Ernesto Stein:Financial Turmoil and the Choice of Exchange Rate Regime[R].Inter-American Development Bnak,Research Department Working Paper No.400，1999.

[3]Michael D.Bordo&Marc Flandreau:Core,Periphery,Exhcnage Rate Regiems,and Globalization[G].National Bureau of Economic Research,Inc.NBER Chapters in Globalization in Historical Perspective,2003,417-472.

[4]Calvo,Guillermo,and Carmen Reinhart:Fear of Floating[J].Quarterly Journal of Economics,2002,117(2):379-408.

[5]Forssback,J.,and L.Oxelheim:On the Link Between Exchange Rate Regimes,Capital Controls and Monetary Policy Autonomy in Small Eurpoean Countries,1979-2000[J].World Economy,2006,29:341-680.

[6]Frankel,J.A.,S.L.Schmukler,and L.Servén:Global Transmission of Interest Rates:Monetary Independence and currency Regime[J].Journal of International Money and Finance,2004,23:1-33.

[7]孫華妤.“不可能三角”不能作為中國匯率制度選擇的依據[J].國際金融研究，2004，(8)：11-16.

[8]Marcel Fratzscher:The Euro Bloc,the Dollar Bloc and the Yean Bloc:How Much Monetary Policy Independence can Exchange Rate Flexibility Buy in an Interdependent World[R].European Central Bank Working Paper,2002,154：1-43.

[9]Berndt,E.K.,B.H.Hall,R.E.Hall and J.A.Hausman:Estimation and inference in nonlinear structural models[J].Annals of Economic and Social Measurement,1974，(3)：653-665.

[10]Clarida Richard,Jordi Gali,and Mark Gertler:Monetary Policy Rules in Practice:Some International Evidence[J].European Economic Review,1998,42(6)：1033-1067.

[11]Romain Veyrune:Fixed Exchange Rates and the Autonomy of Monetary Policy:The Franc Zone Case[R].IMF Working Paper,2007,34：1-23.

[12]Engle,R.and Granger,C.Cointegration and error correction:representation,estimation and testing[J].Econometrica,1987,55：251-276.