郭紅

（天津財經(jīng)大學 金融系，天津 300222）

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

1 外匯干預發(fā)揮效力的一般機理

一般而言，中央銀行的外匯干預是指一國貨幣當局為改變本國貨幣的匯率而進行的買入或賣出外國貨幣的行為。1982年6月凡爾賽工業(yè)國高峰會議成立了 “外匯干預工作小組”，專門研究外匯市場干預問題。1983年3月該小組發(fā)表了“外匯干預工作組報告”（又稱Jorgensen報告），將外匯市場干預定義為 “貨幣當局在外匯市場上的任何外匯買賣，以影響本國貨幣的匯率”。Dominguez（1998）對干預的定義為：外匯干預就是貨幣當局為影響匯率而發(fā)表的公告或在外匯市場進行的任何交易。

一國貨幣當局的外匯干預主要通過兩個渠道發(fā)揮作用。一是通過外匯市場以及相關(guān)交易來改變各種資產(chǎn)的數(shù)量及組成比例，從而對在資產(chǎn)市場上確定的匯率產(chǎn)生影響，這可稱之為資產(chǎn)組合渠道。二是通過外匯干預行為本身向市場發(fā)出信號，表明政府的態(tài)度及可能采取的措施，以影響市場參與者的心理預期，從而實現(xiàn)匯率相應調(diào)整的目的，這可稱之為預期渠道或信號渠道。本文主要討論資產(chǎn)組合渠道。

外匯干預的兩種基本方式是沖銷干預與非沖銷干預。前者不會引起貨幣供應量的變化，但是會帶來資產(chǎn)內(nèi)部組成比例的變動，后者則會引起貨幣供應量的變化。因此，對干預方式的選擇不同，會得出干預效力不同的結(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)，該理論認為匯率的變動是為了實現(xiàn)兩國資產(chǎn)市場的存量均衡。該理論假設本外幣資產(chǎn)具有完全可替代性以及資本在國際間可以自由流動。當貨幣存量與貨幣需求相一致時，匯率就達到均衡。當一國貨幣市場失衡后，國內(nèi)商品市場和證券市場受到?jīng)_擊，在國內(nèi)外市場緊密聯(lián)系的情況下，國際商品套購機制和套利機制就會發(fā)揮作用。在商品套購和套利過程中，匯率就會發(fā)生變化，以符合貨幣市場恢復均衡的要求。

根據(jù)上述分析，中央銀行進行非沖銷干預，拋出或買入外匯資產(chǎn)，必然會改變本國的貨幣供應量，從而引發(fā)本國貨幣存量相對于外國貨幣存量的變動，從而引起匯率水平變動，并最終實現(xiàn)中央銀行外匯干預的目標。

如果政府采用的是沖銷干預，則中央銀行除在外匯市場拋出或買入外幣資產(chǎn)外，還會同時在本國債券市場上購買或拋出相等數(shù)量的本幣債券，以維持原有貨幣供應量的穩(wěn)定。因此，不考慮心理預期因素，這種沖銷式干預由于不能帶來貨幣供應量的變化，從而不能影響匯率變動。所以在貨幣模型的分析中，沖銷干預是完全無效的。

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)系的三個不同資產(chǎn)市場，即貨幣市場、本幣債券市場和外幣債券市場上共同決定的。為阻止本幣貶值，貨幣當局在外匯市場上出售外幣債券，這帶來外幣債券供給的增加。貨幣當局采用的干預方式不同，會決定不同的均衡匯率水平。如果貨幣當局采用非沖銷干預，則本國貨幣供應量減少，本幣升值，即外匯干預是有效的。如圖1，其中MM曲線代表貨幣市場均衡，BB曲線代表本幣債券市場均衡，F(xiàn)F曲線代表外幣債券市場均衡。這三條曲線交點所對應的匯率就是均衡匯率。

圖1 非沖銷式干預對匯率的影響

如果當局采用沖銷干預，則本國貨幣供應量不變，而本幣債券的供給將下降，沖銷干預依然是有效的，能夠帶來本幣的升值。但與非沖銷干預相比，它不如前者對匯率的影響大（見圖2）。

通過上述分析，我們可以得出以下結(jié)論：無論是用貨幣模型還是資產(chǎn)組合模型分析，非沖銷干預對匯率都是有影響的，但它會引起國內(nèi)貨幣供應量的變動，從而在追求外部平衡的過程中影響到國內(nèi)經(jīng)濟目標的實現(xiàn)；而沖銷干預對匯率的影響卻可能有效，也可能無效，但它不會影響國內(nèi)經(jīng)濟政策目標。正如前文所述，可以確定非沖銷干預具有較高的有效性，沖銷干預雖然不具有持續(xù)的效果，但是，對市場交易的不穩(wěn)定或因突發(fā)性原因產(chǎn)生的外匯市場的混亂卻具有縮小短期匯率波動幅度的效果。因此，從短期看沖銷干預也是有效的。

圖2 沖銷式干預對匯率的影響

總體來看，我國的外匯干預操作呈現(xiàn)出規(guī)模大、持續(xù)時間長、干預方向單一、等特點。目前中國人民銀行并不公開發(fā)布其外匯干預的相關(guān)數(shù)據(jù)，但是由于外匯干預必然引起外匯儲備額的增減變化，因此，外匯儲備量的增減變化情況在一定程度上可以反映外匯干預規(guī)模的大小。我們使用月度外匯儲備余額數(shù)據(jù)來說明2005年7月至2010年9月我國中央銀行外匯干預的規(guī)模與頻率，見圖3。

2 我國外匯干預資產(chǎn)組合渠道有效性的實證檢驗

資產(chǎn)組合模型認為，私人投資者的資產(chǎn)組合中既有本國金融資產(chǎn)，也有外國金融資產(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，投資者將會依據(jù)不同幣種金融資產(chǎn)的收益水平和風險水平，將其財富分配在不同貨幣計值的金融資產(chǎn)上面。于是，貨幣當局的外匯干預便可以通過改變本、外幣金融資產(chǎn)的相對供應量引發(fā)私人投資者的資產(chǎn)調(diào)整過程，而這樣的資產(chǎn)調(diào)整過程將會影響匯率水平。

2.1 檢驗模型設定

對資產(chǎn)組合渠道的外匯干預的研究通?；谌N形式：一是直接估計資產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)模型的需求方程；二是估計反向的資產(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)需求的估計方程如均值-方差分析方法。在此采用第二種方法對我國外匯干預通過資產(chǎn)組合渠道的有效性進行檢驗。

假設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)，這一配置比例會隨風險溢價的變動而調(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為風險溢價。

風險溢價RPt定義為，RPt=it--St)

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

由（1）式可知，資產(chǎn)組合的配置比例與風險溢價之間存在函數(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

本項檢驗選取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，能夠反應市場資金的供求情況，因此國內(nèi)利率選取我國銀行同業(yè)拆借90天期利率的月度平均數(shù)，國外利率選擇同期美國國庫券利率。即期匯率st，選擇月末匯率，同時以人民幣NDF匯率作為即期匯率的預期值 （匯率都以直接標價法表示）。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)采用外匯儲備的數(shù)據(jù)③中國同業(yè)拆借利率、即期匯率、外匯儲備來源于中國人民銀行網(wǎng)站，美國國庫券利率來源于美聯(lián)儲網(wǎng)站，NDF匯率來源于彭博社，本幣債券數(shù)據(jù)來源于中國債券信息網(wǎng)。

2.3 模型的檢驗

2.3.1 單位根檢驗

在做協(xié)整檢驗前，首先對時間序列進行單位根的穩(wěn)定性檢驗，我們采用可消除殘差自相關(guān)的ADF檢驗法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

表1 時間序列S的單位根檢驗

從上述檢驗可知，時間序列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)時間序列系統(tǒng)的相關(guān)性和隨機擾動對系統(tǒng)動態(tài)影響。因為它避免了結(jié)構(gòu)方程中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生量的滯后值函數(shù)的建模問題，所以運用更為廣泛。根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，一階單整變量S、F、ID、IF跟P建立VAR模型，分析結(jié)果見表2。

從表2可以看出，模型的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)統(tǒng)計量也表明模型設定較為合理。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

Johansen（1990）提出基于向量自回歸的協(xié)整分析方法，并用它來檢驗股市收益率、股市發(fā)展水平與宏觀經(jīng)濟變量間的相互關(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，以及檢驗變量間的動態(tài)變化和向均衡狀態(tài)的調(diào)節(jié)過程。現(xiàn)使用Johanson多變量協(xié)整檢驗方法對時間序列P、S、F、ID、IF進行協(xié)整檢驗（見表3）。

表3 Johanson協(xié)整檢驗結(jié)果

跡統(tǒng)計量指出在5%水平上至少存在著兩個協(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、國內(nèi)外利率之間存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整方程中匯率項目（包括即期匯率、人民幣NDF匯率）的系數(shù)符號與模型 (3)所反映的邏輯關(guān)系相一致。

2.3.4 Granger因果檢驗

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

表5 格蘭杰因果的檢驗結(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引發(fā)的，因此中央銀行的外匯干預可以影響匯率水平。P是引起ID的格蘭杰原因，但不是IF的格蘭杰原因，說明外匯干預能夠引起國內(nèi)利率水平變化，從而可以改變風險溢價。由此，可以證明我國中央銀行的外匯干預改變了風險溢價，從而證明我國中央銀行的外匯干預可以通過資產(chǎn)組合渠道發(fā)揮效力。

2.3.5 脈沖相應函數(shù)

脈沖相應函數(shù)方法是用來分析模型受到?jīng)_擊是對系統(tǒng)的動態(tài)影響。綜合VAR模型結(jié)果和協(xié)整檢驗的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)即期匯率S、人民幣NDF匯率F對資產(chǎn)配置比例影響較大，所以只對這幾個變量進行脈沖響應分析（見圖3）。脈沖響應分析結(jié)果如下：結(jié)果表明國內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例P的變化對即期匯率和人民幣NDF匯率的影響相似，有相同的波動方向。說明我國中央銀行外匯干預對于匯率波動方向的干預目標明確。

圖3 脈沖反應函數(shù)

3 主要結(jié)論

我國當前的外匯干預頻繁且規(guī)模較大，同時干預目標具有明顯的不對稱性，干預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上買入外幣資產(chǎn)，以保持人民幣匯率的相對平穩(wěn)。同時，通過發(fā)行央行票據(jù)多種公開市場操作方式?jīng)_銷因外匯占款的變化對基礎(chǔ)貨幣投放造成的影響，從而保證國內(nèi)貨幣供應量的穩(wěn)定增長。這樣就體現(xiàn)為中央銀行的外幣資產(chǎn)不斷增持，同時也不斷增加自身負債進行沖銷。

由于我國外匯管理當局對國內(nèi)外的資本流動實施比較嚴格的限制，以本幣標價的金融資產(chǎn)和以美元標價的金融資產(chǎn)之間的替代程度比較低，不能完全替代。

在此基礎(chǔ)上，本文運用VAR模型，通過Johansen協(xié)整檢驗、脈沖響應分析、以及Granger因果檢驗考察了我國外匯干預的資產(chǎn)組合渠道的有效性。VAR模型估計結(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匯率對資產(chǎn)組合配置比例有顯著的影響。協(xié)整方程表示國內(nèi)外資產(chǎn)組合的配置比例與即期匯率、人民幣NDF匯率、國內(nèi)外利率之間存在長期均衡關(guān)系。我國的外匯干預能夠影響風險溢價，因此外匯干預行為可以通過資產(chǎn)組合渠道發(fā)揮效力。

[1]刁鋒.中國外匯市場干預資產(chǎn)組合渠道有效性實證檢驗[J].南開經(jīng)濟研究，2001，（3）.

[2]桂泳評.中國外匯干預有效性的協(xié)整分析：資產(chǎn)組合平衡渠道[J].世界經(jīng)濟，2008，(1).

[3]胡堅，董曦明.西方干預理論述評[J].廣東金融學院學報，2005，(5).

[4]袁小玲，劉建國.我國外匯沖銷干預的有效性研究[J].華東理工大學學報（社會科學版），2008，(2).

[5]張亦春，劉猛.開放經(jīng)濟下中央銀行外匯市場干預的有效性分析[J].西部金融，2008，(7).

[6]Dominguez，K.，F(xiàn)rankel,J.Does Foreign Exchange Intervention Matter?[J].The Portfolio Effect,American Economic Review，1993，(83).

[7]Dornbusch,R.A Portfolio Balance Model of the Open Economy [J].Journal of Monetary Economics,1975，(l).

[8]Glick,Reuven,Hutchison M.Foreign Reserve and Money Dynamics with Asset Portfolio Adjustment:International Evidence [J].Journal of International Financial Markets,Institutions and Money,2000，(10).

[9]Obstfeld,M.Can We Sterilize?Theory and Evidence[J].The American Economic Review,1982,(72).

[10]Rogoff,K.On the Effects of Sterilized Intervention:An Analysis of Weekly Data[J].Journal of Monetary Economics,1984,(14).

[11]Takagi,S.,Esaka,T.Sterilization and the Capital Inflow Problem in East Asia,1987-1997,Economic Research Institute E-conomic Planning Agency[C].Discussion Paper,1999,(86).

[12]Vitale,P.Sterilized Central Bank Intervention in the Foreign Exchange Market[J].Journal of International Economics,1999, (49).