中國外匯市場沖銷干預的有效性研究

摘要：近年來，中國流動性過剩愈演愈烈。央行采取各種措施（包括再貸款、調整準備金率和公開市場操作等等）大規模沖銷干預。文章采用1995年～2012年第1季度的季度數據計量檢驗了基于修正BGT模型推導的沖銷系數模型，采用遞歸參數方法估計了中國的動態沖銷系數，并且測算了外匯市場壓力和外匯市場干預指數，綜合討論了央行沖銷干預政策的有效性。研究發現，沖銷干預政策沖銷了絕大多數國際收支雙順差所帶來的被動增加的貨幣供給，緩解了大部分的外匯市場壓力，在一定程度保證了匯率相對穩定和貨幣政策的獨立性。EMP走勢表明2003年以來，人民幣面臨較強的升值壓力。央行外匯市場干預存在“順經濟風向行事”和“逆經濟風向行事”特征，在特定時期存在干預超調。

關鍵詞：BGT模型；沖銷系數；外匯市場壓力；外匯市場干預指數

近年來，中國流動性過剩愈演愈烈。央行采取各種措施（包括再貸款、調整準備金率和公開市場操作等等）大規模沖銷干預①。中國外匯市場沖銷干預的有效性引起學者極大關注。

自從Argy和Kouri（1974）和 Kouri和Porter（1974）對外匯干預的開創性研究之后，國外大量文獻對此進行了理論和實證研究。這些研究主要集中于以下兩個方面：（1）建立更加完善的理論模型分析外匯市場壓力、外匯市場干預程度和干預對匯率發生作用的傳導渠道；（2）通過建立貨幣當局的目標損失函數，在經濟學理論基礎之上，將相關控制變量引入模型，在數理模型的推導下，估計貨幣當局的沖銷系數，考慮沖銷干預對貨幣供應量和貨幣政策獨立性的影響。

縱觀這些研究，絕大多數文獻主要集中于研究匯率自由浮動、資本自由流動的發達國家，而市場發育不成熟、外匯管制程度較高的發展中國家相對較少。國內的相關研究一方面比較分散，很多文獻著重分析某一特定方法，對其他方法簡單帶過，缺乏系統性研究。另一方面，缺乏牢固的經濟學理論基礎支持和嚴格的數理模型的推導，以至于大多采取經驗性驗證，在相關變量的選擇具有一定隨意性，往往導致忽視其它變量。或者直接套用國外的模型，忽略中國特殊國情，其結果往往存在誤差。本文認為央行的沖銷干預是否有效應綜合考察兩方面：一央行是否能沖銷經常項目和資本項目順差引起的被動增加的基礎貨幣和貨幣供給；二央行外匯市場干預是否緩解或者消除本幣升值（或貶值）壓力。

一、 沖銷系數模型

1. 模型②介紹。

ΔNDAt=a0+a1ΔNFAt+a2Δmmt+a3Yc t-1+a4ΔREERt-1+a5ΔPt-1+a6Δ（Etst+1+rt *）+a7ΔGt+a8σr，t-1+εt

其中，ΔNDAt代表t期凈國內資產變動水平，ΔNFAt代表t期凈國外資產變動水平即外匯市場干預水平，Δmmt代表t期貨幣乘數變動，Yc t-1代表t-1期產出缺口，ΔREERt-1代表t-1期實際有效匯率變動，ΔPt-1代表t-1期通貨膨脹變動，Etst+1代表t期對t+1期匯率的預期，rt *代表國外利率，ΔGt代表t期財政赤字變動，σr，t-1代表t-1期利率波動。

以上即沖銷方程，央行凈國內資產主要受到8個控制變量的影響。

2. 變量的介紹與數據來源。

凈國外資產NFAt為國外資產減去國外負債③，但是凈國外資產變動ΔNFAt并非凈國外資產的簡單一階差分。因為這忽慮了兩方面因素：一是資產的重估效應（Revaluation Effect），主要由黃金價值和匯率波動變化引起的；二是資產的收入效應（Income Effect），中國的外匯資產不管是買美國國債還是投資到其他資產中，均會得到相應的收入。這部分的變動與基礎貨幣、資本流動的變化沒有任何聯系。因此，凈國外資產變動④應改寫為

ΔNFAt=NFAt-NFAt-1■-NFAt-1*rt-1

為消除規模因素影響，現有文獻常使用GDP（Rooskar-

eni，1998）或基礎貨幣MB（Sarijito，1996）作為規模因子，本文采用名義GDP作為規模因子。國外資產、國外負債、GDP數據來源中國人民銀行。

貨幣乘數mm為M2除以基礎貨幣，貨幣乘數變動Δmmt為貨幣乘數的一階差分。其中，M2和基礎貨幣數據來源CEIC。

凈國內資產變動ΔNDAt為基礎貨幣變動減去凈國外資產變動，并以當季名義GDP去除規模影響。

通貨膨脹選擇居民消費價格指數CPI的季度數據，首先利用1995年～2011年月度環比CPI數據，轉換為以1995年1月為100的定基月度CPI數據，然后取其月度平均值作為季度CPI數據。通貨膨脹變動為環比定基季度CPI數據對數差。居民消費價格指數CPI的季度數據來源CEIC。

產出缺口Y選擇當年價格表示的季度GDP數據經過Census X12季節調整方法將實際GDP中的季節因素和不規則因素剔除，得到GDP_sa，然后利用HP濾波方法得到GDP季度趨勢項GDP_trend，最后得到產出缺口Y=■。中央政府的月度財政赤字Gt月度數據的簡單算術和。財政赤字變動取財政赤字一階差分，并除以當季度名義GDP去除規模影響。月度財政赤字數據來源CEIC。

實際有效匯率REER季度數據選擇月度實際有效匯率的算術平均值，實際有效匯率變動取實際有效匯率季度數據的對數一階差分形式。月度實際有效匯率來源IMF。

國外利率rt *季度數據取美國3個月國債利率算術平均值，國外利率變動取其一階差分形式。美國3個月國債利率數據來源IMF。

預期匯率Etert+1分別采用靜態預期和完全預期方法，靜態預期匯率選擇月平均匯率算術平均值當季值，完全預期匯率選擇月平均匯率算術平均值下季值。

利率波動σr，t取加權平均7天銀行間同業拆借月利率數據標準差，數據來源CEIC。

3. 估計結果。

本文選擇上式各變量進行沖銷方程估計。為進一步分析和驗證模型，進行異方差和自相關檢驗⑤。異方差檢驗發現WHITE交叉項檢驗統計量Obs*R-squared值41.905 96，其P值為0.561 8，遠大于0.05，模型不存在異方差。自相關檢驗發現LM值（P取2）為35.248 94，概率為0.000 0，回歸方程殘差存在2階序列相關，但是檢驗方程發現RESID（-2）不顯著，所以認為方程存在1階序列相關。因此，采用AR（1）模型來修正回歸方程的殘差序列自相關（見表1）。

貨幣政策對國際資本流動的沖銷系數為-0.875左右，即央行凈國外資產變化的近87.5%被凈國內資產反方向變化所沖銷，且變量在1%水平上顯著，央行沖銷外匯市場干預帶來的外匯儲備積累總體是有效的。

為進一步分析沖銷系數，以動態方式體現其隨時間和經濟結構的變化，對其進行遞歸估計（見圖1）。

動態來看，沖銷系數從2001年三季度開始上升（絕對值），在2007年四季度達到最大值-0.939，2009年略有下降。隨著國內經濟基本面好轉，國際收支雙順差持續擴大，人民幣升值預期不斷加強進一步刺激非合意資本流入，而國內通貨膨脹開始顯現，央行沖銷干預意愿加強。另一方面，沖銷干預工具多樣化，使央行大規模干預成為可能。沖銷系數居高不下也側面說明央行當前實施有效沖銷的巨大壓力。

二、 外匯市場壓力與外匯市場干預測度

為了與BGT模型一致，本文外匯市場壓力和外匯市場干預測度，并未采取構建宏觀經濟模型推導權數（轉換系數）η，而是從其一般定義出發，參考IMF（2007）外匯市場壓力指數和抗性指數，采取消除權數和引入沖消系數方法來測算。因此，將外匯市場壓力和外匯市場干預指數改寫為以下形式：

從EMP走勢（見圖2）可知，2003年二季度開始，EMP不斷走低，人民幣面臨較強的升值壓力，特別是2005年四季度、2006年四季度和2008年一季度。受2008年經濟危機影響，2009年前三季度，EMP為正，人民幣面臨輕微貶值壓力。之后EMP基本為負，人民幣升值壓力基本保持穩定。

從EMP四季度移動平均趨勢線（見圖2）來看，2003年三季度以來，趨勢線不斷下降，至2007年底達到高峰，人民幣升值壓力不斷增強。2009年之后趨于穩定。

從外匯市場干預指數（見圖3）看，2002年一季度至2005年二季度（即人民幣匯率改革之前），外匯市場干預指數平均數位0.79，基本符合理論分析值1，說明在人民幣匯率改革之前，央行為維持人民幣固定匯率，對外匯市場進行較強干預，緩解了近80%的外匯市場壓力，政府干預起決定作用。外匯市場壓力調整主要通過凈國外資產的變化來承擔。

2005年三季度至2008年底，隨著人民幣匯率彈性增強，外匯干預指數從1左右下降到0左右。貨幣當局通過擴大人民幣匯率波動區間、允許人民幣更大幅度升值、鼓勵境外投資、放寬個人、企業使用和持有外匯的限制等方式，政府干預讓位于市場，市場在匯率決定中發揮主要作用，匯率的市場化程度顯著提高。這一階段，存在一個極端（2007年二季度），政府的干預雖然是“順經濟風向行事”，但是政府干預存在超調，匯率升值的幅度超過市場自發調節應升值的幅度。

此后，受經濟危機影響，2008年底～2010年5月人民幣匯率改革停滯，2009年一季度～2010年二季度，外匯干預指數平均值達0.97，匯率機制趨向固定匯率制度，政府干預起決定作用。此外，這一階段中，2009年二季度和2010年二季度，政府干預存在超調。人民幣匯率一度面臨貶值壓力，但是政府“逆經濟風向行事”，人為的人民幣匯率改革停滯，使原本應貶值的人民幣并未貶值。

三、 小結

綜上所述，樣本期（1996年三季度～2011年四季度）沖銷系數為-0.875。從2001年三季度開始，沖銷系數絕對值明顯上升，2006年四季度以后基本維持在-0.9以上。這表明央行基本完全回籠外匯市場干預帶來的基礎貨幣投放，沖銷外匯市場干預帶來的外匯儲備積累總體是有效的，央行沖銷干預的力度和效果越來越明顯。EMP走勢表明2003年以來，人民幣面臨較強的升值壓力。外匯市場干預指數表明在人民幣匯率改革之前，外匯市場干預吸收近80%的外匯市場壓力，央行外匯市場干預具有固定匯率安排的特征。2005年之后，隨著人民幣匯率彈性增強，外匯干預指數從1左右下降0左右，匯率的市場化程度顯著提高。外匯市場壓力通過凈國外資產的變化和人民幣升值來共同承擔。央行外匯市場干預存在“順經濟風向行事”和“逆經濟風向行事”特征，在特定時期存在干預超調。此外，未沖銷的基礎貨幣（12.5%）進入銀行系統，經過銀行的存款創造，在市場利率和貨幣乘數的作用下，造成國內貨幣市場的失衡，在一定程度上引起國內通貨膨脹和資產價格的大幅波動。

注釋：

①沖銷干預（Sterilized intervention）即一方面在外匯市場上從私人部門買進外匯以降低本幣升值的壓力，維持匯率的相對穩定，從而保護本國出口產業、管理通脹預期和維持經濟平穩健康運行；另一方面，中央銀行又通過在貨幣市場上采取配套的操作措施，如通過公開市場業務（Open Market Operations）、提高準備金比率、公共部門存款管理等措施對增加的貨幣供應量予以沖銷。與此相對應，非沖銷干預（Non-Sterilized intervention）是指中央銀行買進外匯的同時不采取相應的沖銷措施。

②模型具體推導可見Alice Y. Ouyang， Ramkishen S. Rajan and Tom Willett.（2008）。

③國外資產和國外負債單位均為10億元人民幣，其中國外負債數據，IFS與中國人民銀行公布數據存在細微差異。

④本文選擇美元比重為70%、歐元比重20%和日元比重10%的外匯儲備構成，發現對結果影響很小。限于篇幅和簡化考慮，本文選擇外匯儲備全部由美元構成。

⑤限于篇幅，初始結果和相關檢驗沒有在本文呈現，如有需要可向本人索取。

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作者簡介：陳音峰，廈門大學經濟學院西方經濟學博士生；王東明，上海立信會計學院金融學院講師，博士。

收稿日期：2013-01-30。