黃廬進，王宜博

（華東理工大學 商學院，上海 200237）

中國貨幣政策獨立性與人民幣匯率生成機制改革的關系研究

黃廬進，王宜博

（華東理工大學 商學院，上海 200237）

匯率制度選擇與貨幣政策的獨立性的關系，是國際經(jīng)濟學中的一個重要問題。2005年7月人民幣匯率生成機制改革，使實質上一直盯住美元的人民幣匯率制度開始向浮動匯率制轉變，這在中國經(jīng)濟對外開放進程中具有里程碑式的意義。人民幣匯率生成機制改革，會從方方面面影響中國經(jīng)濟，按照蒙代爾—弗萊明模型的預測，中國貨幣政策的獨立性也會隨之改變。中國貨幣政策的獨立性，是否由于人民幣匯率生成機制的改革而變動，可以用人民幣匯率生成機制改革前后五年的實踐數(shù)據(jù)進行驗證。

貨幣政策獨立性；人民幣匯率生成機制；蒙代爾—弗萊明模型

0 引言

蒙代爾—弗萊明模型是國際經(jīng)濟學中研究不同匯率制度下，東道國財政政策和貨幣政策有效性的一個很重要的模型?！懊纱鸂柌豢赡苋恰笔歉鶕?jù)蒙代爾—弗萊明模型推導出的，這是關于一國經(jīng)濟政策目標選擇的觀點，具體是指“貨幣完全獨立”、“匯率完全穩(wěn)定”與“資本完全流動”三大目標在一國中是不可能同時實現(xiàn)的。在國際上，有很多學者試圖通過各種實踐數(shù)據(jù)檢驗“蒙代爾不可能三角”，也得出了很多發(fā)展性的成果，比如Fratzscher等人的“可能性二元”與羅戈夫等人的“中間匯率制度消失論”等。

蒙代爾—弗萊明模型是建立在東道國資本賬戶完全放開，資本完全流動的前提下的。蒙代爾—弗萊明模型認為，固定匯率制會導致東道國喪失貨幣政策的獨立性，只有在浮動匯率制下，東道國的貨幣政策才能保持獨立。具體的傳導過程我們可以這樣理解，當一國實行一項緊縮的貨幣政策，致使本國的利率上升，由于資本在國際間自由流動，外國資本必將涌入本國，此時如果本國采用的是浮動匯率制，那么本國將面臨匯率急劇變動的風險，只有匯率的上升能完全抵消外國資本流動帶來的影響時，本國利率才能保持在貨幣當局政策預期的水平；如果本國為了保證進出口和外匯市場的穩(wěn)定，采用的是固定匯率制，外國資本的流入將沖擊本國的資本市場，致使本國利率降低，使當局的貨幣政策達不到預期的效果?，F(xiàn)代資本市場的信息傳遞技術十分發(fā)達，同時由于市場預期的作用，上述的傳遞過程在市場上可能一瞬間就可以完成。

蒙代爾—弗萊明模型是建立在幾個極端的假設條件之下，現(xiàn)實中沒有任何一個國家能完全符合這些假設。所以現(xiàn)實中，在做實證檢驗時，都會放松一些假設條件。一個普遍的做法就是，在一定資本賬戶開放程度的情況下，貨幣政策獨立性會隨著匯率制度從固定到浮動的改變而提高。筆者將在本章考察中國匯率制度改革前后，中國的短期利率與美國短期利率的相關性是否有所變化，進而證明貨幣政策獨立性是否變化。

1 研究方法

經(jīng)典回歸模型是建立在穩(wěn)定數(shù)據(jù)變量基礎上的，對于非穩(wěn)定變量，不能使用經(jīng)典回歸模型，否則會出現(xiàn)虛假回歸等問題。由于許多經(jīng)濟變量是非穩(wěn)定的，這就給經(jīng)典的回歸分析方法帶來了很大限制。但是，如果變量之間有著長期的穩(wěn)定關系，即它們之間是協(xié)整的，則可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型。

Johansen協(xié)整檢驗是在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗變量的協(xié)整關系，利用這一方法可以對系統(tǒng)中所有獨立的協(xié)整關系作總體分析，并且不事先假定系統(tǒng)中協(xié)整關系的個數(shù)，也無需確定對哪一個變量作規(guī)范處理。

在通過協(xié)整檢驗之后，可以利用存在協(xié)整關系的變量建立誤差修正模型。誤差修正模型（簡記為ECM）是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟學模型，它的主要形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型。

假設兩變量X與Y的長期均衡關系為:

由于現(xiàn)實經(jīng)濟中X與Y很少處在均衡點上，因此實際觀測到的只是X與Y間的短期的或非均衡的關系，假設具有如下(1,1)階分布滯后形式：

該模型顯示出第t期的Y值，不僅與當期X的變化有關，而且t-1與X期與Y的狀態(tài)值有關。由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運用OLS法。對上述分布滯后模型適當變形得：

如果將公式(3)中的參數(shù)，與公式(1)中的參數(shù)視為相等，則(3)中括號內的項就是t-1期的非均衡誤差項。

(3)式表明：Y的變化決定于X的變化以及前一時期的非均衡程度。同時，(3)式也彌補了簡單差分模型的不足，因為該式含有用X、Y水平值表示的前期非均衡程度。因此，Y的值已對前期的非均衡程度作出了修正。

(3)式可以稱為Y與X的一階誤差修正模型，也可以寫成：

其中ecm是誤差修正項。公式(4)體現(xiàn)了長期均衡誤差對變量的控制。

2 實證研究

筆者在考察中國的短期利率波動時，采用市場化程度高出很多的銀行間同業(yè)拆借利率。1995年，中國人民銀行參考意大利屏幕市場模式，決定建立一個全國聯(lián)網(wǎng)的拆借網(wǎng)絡系統(tǒng)，以形成全國統(tǒng)一的同業(yè)拆借市場。1995年11月，中國人民銀行下文撤銷了商業(yè)銀行組建的融資中心、資金市場和各種中介組織50多家，保留了中國人民銀行牽頭設立的融資中心43家。同時，經(jīng)過精心的準備和布置，1996年1月3日，全國統(tǒng)一的同業(yè)拆借市場網(wǎng)絡開始運行。1996年6月1日，中國人民銀行取消了對同業(yè)拆借利率的上限管制，實現(xiàn)了同業(yè)拆借利率的市場化。

對于中國的短期利率，筆者采用市場成交量最大的7日期銀行拆借利率來代表，具體使用的是中國人民銀行公布的月度平均的7日期銀行拆借利率。而對于國際市場的短期利率，筆者使用美國聯(lián)邦儲備基金利率來代表。美聯(lián)儲利率是美國銀行同業(yè)拆借的隔夜利率。美國實行的是利率自由浮動的政策，美聯(lián)儲利率并不一定是真正的美國同業(yè)拆借成交利率，但是美聯(lián)儲利率是對美國同業(yè)拆借市場影響最大的因素，同時它還能反映出美國貨幣當局的貨幣政策調控傾向。

2.1 人民幣匯率生成機制改革之前

人民幣匯率生成機制改革之前，筆者選取2004年1月至2005年6月一共18個月的數(shù)據(jù)。這段時期，人民幣對美元匯率的月度變動不超過20個基點，可以認為中國實行的是盯住美元的固定匯率制。按照經(jīng)典理論預測，由于資本流動的作用，中國的短期利率會隨美國短期利率的變動而變動。

圖1 是2004 年1 月至2005 年6 月，中國和美國的銀行同業(yè)拆借利率折線圖，這里筆者并沒有將這段時間人民幣對美元的匯率波動一并劃出，因為在匯率改革之前人民幣基本盯住美元，月波動不超過20個基點，畫在途中就是與橫軸重合的一條直線。從圖中可以很明顯的看出，中國的短期市場利率和美國的短期市場利率變動趨勢完全相反。中國利率在波動下降，而美國利率是在持續(xù)上漲，可以初步認定兩者之間不存在穩(wěn)定的線性相關關系。

為了進一步考察中美短期利率波動的關系，筆者先對中美短期利率這兩個時間序列進行單位根檢驗，以便用其他的計量工具進行分析。

對這兩個時間序列進行單位根檢驗的結果顯示，它們都是一階差分平穩(wěn)，符合做協(xié)整檢驗的條件。協(xié)整的含義是，雖然一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。協(xié)整關系可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，如Johansen協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種方法主要是考察把變量代入回歸模型后，所得殘差的平穩(wěn)性。這里，筆者將使用Johansen協(xié)整檢驗的方法。

表2顯示，中、美短期利率之間不存在協(xié)整關系，也就是說它們之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

從上面的分析和計算可以看出，在2005年7月匯率制度改革之前，中國的短期利率基本不受美國利率的波動的影響，中國的貨幣政策保持獨立。

2.2 人民幣匯率生成機制改革之后

人民幣匯率生成機制改革之后，筆者選取2005年8月至2008年12月一共41個月的數(shù)據(jù)。這段時期，人民幣開始盯住一籃子貨幣，對美元的匯率每個交易日可以有0.3%的波動?？梢哉J為，這段時期人民幣對美元匯率的浮動性有了很大提高。

圖2是2005年7月匯率改革之后，2005年8月至2008年12月，中國和美國的銀行同業(yè)拆借利率以及人民幣對美元的匯率波動折線圖，從圖中看不出個變量之間是否有穩(wěn)定的相關關系。

筆者依據(jù)無拋補利率平價條件建立分析模型：

其中CHIBOR_At是中國的七天期銀行同業(yè)拆借利率，F(xiàn)EDR_At代表中國的短期利率水平，是美國的聯(lián)邦儲備基金利率，代表美國的短期利率水平，EXCH_At是下一期相比本期的匯率變動，代表本期的匯率預期，ut是隨機擾動項。上述模型經(jīng)過協(xié)整檢驗后可以轉變?yōu)檎`差修正模型：

其中yt是筆者前面模型中的三個內生變量CHIBOR_At、FEDR_At和EXCH_At，系數(shù)向量α反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度，所有作為解釋變量的差分項的系數(shù)反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期波動變化的影響。

表1 中、美短期利率單位根檢驗結果

表2 協(xié)整檢驗結果（1）

首先，對中國和美國的短期利率以及人民幣對美元的匯率波動做單位根檢驗，結果見表3。

從表3可以看出，三個變量都呈現(xiàn)出一階差分平穩(wěn)的特點，可以對它們做協(xié)整檢驗。

進行協(xié)整檢驗（見表4）的結果是，只能推翻沒有協(xié)整關系的原假設，所以三個變量之間只存在一組協(xié)整關系，進一步對中美利率進行協(xié)整關系檢驗。

表5的檢驗結果顯示，中美的短期利率之間存在協(xié)整關系。

根據(jù)相關結果，可以知道中國和美國的短期利率存在著共同的趨勢，可以建立誤差修正模型，計算我國的短期利率對美國短期利率的長期均衡參數(shù)，以及我國利率的短期調整參數(shù)。

計算結果是：我國短期利率對美國短期利率的長期均衡參數(shù)是0.097，短期調整參數(shù)是-0.19，以我國同業(yè)拆借利率為被解釋變量的回歸方程的R2為0.37，我國短期利率對美國短期利率的脈沖相應函數(shù)如圖3所示。

可以看到，我國短期利率對美國短期利率的短期調整參數(shù)的絕對值很小，只有0.19，表明中國短期利率對美國短期利率的反應速度很慢，貨幣政策的獨立性較好。同時中國短期利率對美國短期利率的長期均衡參數(shù)也很小，意味著美國貨幣政策對中國國內利率的長期傳導程度很小，貨幣政策的獨立性比較高。這一點可以從我國短期利率對美國短期利率的脈沖響應函數(shù)中得以印證。美國短期利率一個基點的沖擊，對中國短期利率只有-0.19個基點的傳導，一直到第十期，仍然只有0.1個基點的傳導，說明在匯率制度改革之后，我國的短期利率的變動受美國短期利率的影響很小。從回歸方程的解釋程度也可以看出中國貨幣政策的獨立性很高?；貧w方程的R2只有0.37，說明方程的解釋程度不高，也就是說不論是長期均衡參數(shù)還是短期調整參數(shù)，它們的有效性都不高，從而美國短期利率及其滯后項對中國短期利率的解釋力都不高，中國的短期利率獨立變動，中國的貨幣政策保持較高的獨立性。

表3 中、美短期利率和人民幣對美元匯率單位根檢驗結果

表4 協(xié)整檢驗結果（2）

表5 協(xié)整檢驗結果（3）

3 結論

結合對人民幣匯率生成機制改革前后數(shù)據(jù)分析的結果，可以得出，貨幣政策的獨立性并非像蒙代爾—弗萊明模型預測的那樣，匯率的浮動性越強，貨幣政策的獨立性越大。同時，可以看到，在匯率改革之前，中美的短期利率之間根本不存在協(xié)整關系，兩者變動趨勢完全不同。而在匯率制度改革之后，中美的短期利率之前出現(xiàn)了協(xié)整關系，兩者出現(xiàn)相同的變動趨勢。當然，這很可能是受到相同的國際經(jīng)濟環(huán)境變動的影響。同時，筆者也注意到，在匯率制度改革之后，我國的貨幣政策依然保持很高的獨立性，這在很大程度上與我國的資本管制政策相關。雖然說，中國的實際的資本流動性并不低，但是我國的資本管制政策增加了國際資本跨境套取利差的成本。雖然人民幣匯率的波動也是限制國際資本的跨境套利行為的因素之一，但是，從對中美短期利率關系的考察來看，至少、還不能得出匯率制度改革后，貨幣政策獨立性提高的結論。

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F830.92

A

1002－6487（2011）01－0141-03

黃廬進（1959-），女，上海人，博士，副教授，研究方向：消費理論與實踐、經(jīng)濟社會學、國際商務。

王宜博（1983-），男，山東青島人，碩士研究生，研究方向：貨幣理論與實踐。

（責任編輯/浩 天）