摘 要：在人民幣匯率制度改制日益深化的背景下，本文深入探討人民幣匯率變動對債券市場的影響，研究結果表明，人民幣匯率變動對債券市場產(chǎn)生重要影響。一方面，人民幣升值預期引致外匯儲備快速增長，貨幣供應量增加，為債券市場提供寬裕資金。另一方面，人民幣升值對CPI產(chǎn)生影響，從而通過預期利率水平等宏觀經(jīng)濟指標影響債券市場。最后，本文建議要以日元升值綜合癥為鑒，避免人民幣大幅度升值，防止流動性陷阱的出現(xiàn)。同時，大力發(fā)展債券市場，提高我國貨幣政策的獨立性和有效性，完善整個金融市場體系。

關鍵詞：人民幣匯率；債券市場；外匯儲備

中圖分類號：F822 文獻標識碼：Ａ文章編號:１００３－９０３１(２０12)07－００04－０5 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.07.01

一、引言

1993年11月，黨的十四屆三中全會通過的《中共中央關于建立社會主義市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》中明確要求“建立以市場供求為基礎、有管理的浮動匯率制度和統(tǒng)一規(guī)范的外匯市場”，為我國的匯率改革指明了方向。1994年，人民幣官方匯率與調(diào)劑匯率并軌，開始實行以市場供求為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制度，改變先前實行的雙重匯率制度，將官方匯率與外匯市場調(diào)劑和交易的匯價統(tǒng)一起來。改革后，人民幣匯率逐步回歸較為合理水平，提高了出口企業(yè)競爭力，促進外貿(mào)差額由逆差轉為順差。

1997年，亞洲金融危機爆發(fā)，為避免各國貨幣競相貶值，人民幣對美元匯率基本穩(wěn)定在8.3元/美元的水平；2001年，亞洲金融危機影響有所減輕，但國內(nèi)出現(xiàn)了通貨緊縮等不利因素，人民幣對美元匯率繼續(xù)保持穩(wěn)定。

2005年，隨著大型國有銀行等金融機構完成改制上市，出口企業(yè)競爭力大大增強，貿(mào)易順差持續(xù)擴大，人民幣匯率改革條件相對成熟。從當年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制。

2008年，我國收窄人民幣匯率波動幅度，沒有參與國際上競爭性貨幣貶值，為穩(wěn)定外需、抵御金融危機沖擊，為亞洲和全球經(jīng)濟復蘇作出了巨大貢獻。2010年，我國進一步推進人民幣匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性，人民幣匯率不進行一次性重估調(diào)整，堅持以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)。經(jīng)過一系列改革，人民幣匯率的彈性顯著增強，人民幣對美元由單向升值轉變?yōu)殡p向波動，人民幣國際化進程取得重要突破。

作為一國或地區(qū)金融體系的重要組成部分，證券市場和外匯市場之間因為資金流動必然存在密切聯(lián)系。作為人民幣對外價格的匯率，既會直接影響金融體系中的貨幣供應量，又是中央銀行制定貨幣政策的重要參照指標，因此，人民幣匯率變動會影響貨幣供應量，又會影響利率水平，從而對證券市場重要組成部分之一的債券市場產(chǎn)生重要影響。目前，匯率制度改革已經(jīng)進入重要階段，人民幣匯率的彈性必將繼續(xù)增強，匯率變動對債券市場的影響也會進一步增強，鑒于上述背景，本文深入分析人民幣匯率變動對我國債券市場帶來的影響，最后得出結論并提出相關建議。

二、我國債券市場發(fā)展概況

債券市場是一國或地區(qū)金融市場的重要組成部分，在社會經(jīng)濟中占有重要地位。在成熟金融市場國家，其債券市場的發(fā)達程度也較高。衡量一國債券市場發(fā)展程度的指標通常債券市場相對規(guī)模，即債券市場總市值與GDP的比值，在成熟市場國家，債券市場相對規(guī)模均超過100%。以美國與日本為例，根據(jù)國際清算銀行提供的數(shù)據(jù)測算，截至2010年9月末，美國與日本的債券市場總市值分別為25.16萬億美元與13.28萬億美元，債券市場總市值與其GDP的比值分別為172%與243%。而同期我國債券市場總市值僅為3萬億美元，債券市場總市值與GDP的比值為50%，股票市場總市值與GDP的比值為60%。由此可見，同境外成熟市場國家相比，我國債券市場仍有較大的發(fā)展空間，而且債券市場規(guī)模與股票市場規(guī)模大致相當，債券市場也是我國金融市場直接融資的重要渠道之一，在資金流動導向、宏觀調(diào)控、市場基準利率提供以及金融風險防范等方面發(fā)揮了重要作用。

根據(jù)市場組織形式，我國的債券流通市場主要分為場內(nèi)市場（交易所市場）與場外市場（銀行間債券市場、柜臺市場）。近年來，銀行間債券市場發(fā)展迅速，交易量逐年增加，已形成涵蓋政府債券、中央銀行債券、金融債券、企業(yè)債券、短期融資券、資產(chǎn)支持證券、票據(jù)、外國債券等八大類的產(chǎn)品體系，究其快速發(fā)展的原因，大致可以歸結為創(chuàng)新機制靈活、市場化程度高以及融資成本低等。以銀行間債券市場率先實現(xiàn)發(fā)行注冊制的中期票據(jù)為例，在2008—2010年期間，中期票據(jù)的發(fā)行規(guī)模大幅增長，在2009年出現(xiàn)“井噴”，發(fā)行規(guī)模高達6913億元，遠遠超過A股市場的再融資規(guī)模，也超過短期融資券與企業(yè)債券的發(fā)行規(guī)模[1]。隨著銀行間債券市場的大幅度發(fā)展，我國債券市場形成為以銀行間市場為代表的場外市場為主、交易所市場為代表的場內(nèi)市場為輔的發(fā)展格局。銀行間債券市場的參與者以機構投資者為主，主要包括商業(yè)銀行、保險公司以及證券公司等金融機構，其中商業(yè)銀行是其重要的交易主體。以2010年為例，根據(jù)中國債券信息網(wǎng)的統(tǒng)計月報提供的數(shù)據(jù)進行測算，商業(yè)銀行的現(xiàn)券交易量、質(zhì)押式回購交易和買斷式回購交易量占銀行間市場交易量的比重分別為71.91%、72.65%和50.89%。

同時，我國銀行間債券市場也是中央銀行進行公開市場業(yè)務操作的主要場所。中央銀行通過在銀行間債券市場買賣國債或發(fā)行中央銀行票據(jù)，調(diào)節(jié)基礎貨幣的供應量，對宏觀經(jīng)濟進行間接調(diào)控。如果經(jīng)濟過冷，需要在實體經(jīng)濟領域增加貨幣投放量，此時，中央銀行可購入國債或者逆回購中央銀行票據(jù)以增加基礎貨幣的投放量，從而達到刺激經(jīng)濟的目的。因此，作為中央銀行公開市場操作的重要場所，債券市場的發(fā)達程度直接決定著央行貨幣政策能否有效傳導以及貨幣政策的最終效果。

三、人民幣匯率變動對債券市場的影響

（一）人民幣匯率變動通過資金供給影響債券市場

根據(jù)國際金融的基本理論，通常情況下，經(jīng)常賬戶盈余和外資的流入，使外幣資產(chǎn)供應增加，傾向于推低外幣資產(chǎn)價格，使本幣匯率上升，外幣資產(chǎn)若結售給政府，將引起貨幣供應量增加，從而使利率受其影響下降。自1994年外匯體制改革至2012年4月，我國實行強制結售匯制度。在該制度下，中央銀行購進外匯向市場投放人民幣，形成國家外匯儲備。隨著外匯儲備的快速增長，人民幣外匯占款也相應持續(xù)快速增長，從而中央銀行向商業(yè)銀行投放的基礎貨幣也在相應增加。根據(jù)中國人民銀行2011年第一季度貨幣政策執(zhí)行報告，2011年3月末，我國基礎貨幣余額19.3萬億元，同比增長29.0%，比年初增加1.0萬億元，基礎貨幣增速較高。同期，我國貨幣乘數(shù)為3.94，比2010年末高出0.02，隨著基礎貨幣的增加，通過貨幣乘數(shù)效應使貨幣供應量大約4倍地增加。2011年第一季度，廣義貨幣供應量（M2）余額為75.8萬億元，同比增長16.6%；狹義貨幣供應量（M1）余額為26.6萬億元，同比增長15.0%；流通中的貨幣M0余額為4.5萬億元，同比增長14.8%[2]。因此，在未來的一段時間內(nèi)，金融市場上的流動性還可能會繼續(xù)增加。

人民幣升值及其預期進一步增加了貨幣供應量，為商業(yè)銀行等債券市場主要機構投資者提供了充裕的資金。商業(yè)銀行在債券市場中投入了大量資金，從債券市場的實際交易情況來看，2010年，商業(yè)銀行現(xiàn)券交易買入量為48.57萬億元、賣出量為48.78萬億元，均占銀行間市場交易量的比重為72%；正回購交易額為63.15萬億元，逆回購交易額為70.2萬億元，分別占銀行間市場交易額的69%與76%。因此，寬松的資金面在推動我國債券市場發(fā)展方面發(fā)揮了積極的支持作用。

同時，由于境外投資者對人民幣升值預期的持續(xù)，以QFII為代表的外資金融機構投入的資金不斷增加。2011年4月29日，國家外匯管理局發(fā)布公告，通過了英杰華投資集團全球服務有限公司（原英國摩利基金管理有限公司）、瑞士寶盛銀行有限公司、施羅德投資管理有限公司及柏瑞投資有限責任公司等4家合格境外機構投資者（QFII）共計4億美元的投資額度，以及國信證券股份有限公司、美國友邦保險有限公司、諾安基金管理有限公司等3家合格境內(nèi)機構投資者（QDII）共計15.85億美元的投資額度。截至2011年4月29日，國家外匯管理局累計批準103家QFII機構投資額度206.90億美元，批準92家QDII機構投資額度726.46億美元。其中，2011年1—4月，批準13家QFII機構投資額度9.70億美元，批準8家QDII機構投資額度29.85億美元。目前，國家外匯管理局仍將根據(jù)我國國際收支的發(fā)展變化情況，繼續(xù)穩(wěn)妥有序地推進合格機構投資者投資額度審批工作。

另外，受人民幣升值預期影響，國際投機“熱錢”，“熱錢”加速流入我國。2010年，我國“熱錢”凈流入355億美元，占外匯儲備增量的7.6%。而且，過去十年，“熱錢”總體呈小幅凈流入態(tài)勢，年均流入近250億美元，占同期外匯儲備增量的9.0%[3]。“熱錢”的加速涌入，為債券市場注入了更多的流動性。

（二）人民幣匯率變動對債券市場影響的實證分析

為分析人民幣匯率制度改革以來匯率變動對債券市場的影響，本文以2005年7月我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度的研究期間起點，分析2005年7月至2010年12月間富有彈性的人民幣匯率變動對債券市場的影響。在實證研究中，本文選取中國債券總指數(shù)①（BI）作為因變量，外匯儲備和消費物價指數(shù)（CPI）作為解釋變量，通過模型分析外匯儲備的增加以及CPI的變動對債券市場走勢的影響。

1．指標選擇

選取外匯儲備（FR）和消費物價指數(shù)（CPI）作為解釋變量，是因為影響債券市場走勢的變量主要有：貨幣供應量、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長率、物價水平和利率水平。其中，貨幣供應量和物價水平受人民幣匯率變動的影響較大，人民幣匯率及其未來預期直接影響外匯儲備的變化幅度，統(tǒng)計結果顯示，在2005年7月至2010年12月間，外匯儲備與廣義貨幣供應量M2之間的相關系數(shù)高達0.98（見圖1），即在我國經(jīng)常賬戶與資本賬戶長期實際雙順差并導致外匯儲備逐年大幅增加的背景下，外匯占款引致的人民幣基礎貨幣投放量不斷增加，基礎貨幣在貨幣乘數(shù)的作用下，導致整個經(jīng)濟運行體系中貨幣供應量出現(xiàn)數(shù)倍增長。

同時，由于我國債券市場是典型的資金推動型市場，影響資金面變化的因素都在一定程度上影響到債券市場[4]。因此，本文選取外匯儲備作為人民幣匯率變動影響債券市場的傳導變量之一（見圖2）。另外，人民幣匯率變動會影響進口產(chǎn)品價格，從而會影響企業(yè)的生產(chǎn)成本，最終會對物價水平產(chǎn)生影響。因此，此處選取消費物價指數(shù)CPI作為人民幣匯率變動影響債券市場的另一個傳導變量。

2．單位根檢驗

由于外匯儲備、消費物價指數(shù)與中債總指數(shù)均是時間序列數(shù)據(jù)，因此，研究外匯儲備與消費物價指數(shù)對中債指數(shù)的影響時，有必要檢驗各自的平穩(wěn)性，即進行單位根檢驗。此處單位根檢驗的滯后階數(shù)選擇以AIC（Akaike information criterion，即赤池信息準則）為篩選標準，即選取使AIC數(shù)值最小的滯后階數(shù)作為最佳滯后期。

從表1中可知，在1%置信水平下，中債總指數(shù)、外匯儲備、消費物價指數(shù)的原序列ADF絕對值均小于1%臨界值的絕對值，表示接受原假設，說明中債總指數(shù)、外匯儲備、消費物價指數(shù)的原序列均存在單位根，這三個序列都是非平穩(wěn)的。但對它們的一價差分而言，中債總指數(shù)、消費物價指數(shù)的ADF絕對值均大于1%臨界值的絕對值，表示拒絕原假設，表明中債總指數(shù)、消費物價指數(shù)的差分序列是平穩(wěn)的I（0）過程，外匯儲備的ADF絕對值大于5%臨界值的絕對值，表明外匯儲備的差分序列也是平穩(wěn)的I（0）過程，因此，時間序列BI、FR與CPI均為單整的I（1）過程。

3．協(xié)整檢驗

從單位根檢驗結果可知，在2005年7月至2010年12月這段期間，BI、FR與CPI是單整的I（1）過程，因此，可以對該時間段中的序列進行協(xié)整檢驗。在運用Johansen協(xié)整分析方法檢驗BI、FR與CPI之間是否存在協(xié)整關系之前，還要確定VAR模型的最優(yōu)滯后期，本文根據(jù)AIC信息準則來確定最優(yōu)滯后期，對于BI、FR與CPI序列而言，當滯后期為5時，AIC的數(shù)值最小，因此，這里VAR模型的最佳滯后期為5。從表2中可知，BI、FR與CPI之間至多存在2個協(xié)整方程，即三者之間存在較為顯著的長期協(xié)整關系。表2中列示出一個具有代表性的協(xié)整方程，從協(xié)整方程系數(shù)的符號可以發(fā)現(xiàn)，中債總指數(shù)同外匯儲備顯著正相關，表明外匯儲備的增減與債券總指數(shù)的增減同向變化，這與圖3所反映的情況相符；中債總指數(shù)與消費物價指數(shù)顯著負相關，表明消費物價指數(shù)的變化與債券總指數(shù)的變化呈反向關系，這也與經(jīng)濟含義相吻合。

4．Granger因果檢驗

在檢驗外匯儲備變動與消費物價指數(shù)變化是否是中債總指數(shù)變動的Granger原因時，首先利用VECM進行檢驗。從表3的Panel A中可知，外匯儲備差分的一階滯后項系數(shù)在1%置信水平下顯著大于0，表明外匯儲備增加時，債券市場價格上漲，外匯儲備變動是債券市場價格變動的短期Granger原因；消費物價指數(shù)差分一階在滯后項系數(shù)在1%置信水平下顯著小于0，表明消費物價指數(shù)增加時，債券市場價格下跌，消費物價指數(shù)變動是債券市場價格變動的短期Granger原因。同時，方程的誤差修正項ECT（-1）系數(shù)在1%置信水平下顯著小于0，表明外匯儲備變動、消費物價指數(shù)變動是債券市場價格變動的長期Granger原因，債券市場價格在受到外匯儲備變動、消費物價指數(shù)變動的影響后，短期債券市場價格會通過誤差修正項向長期均衡值回復，調(diào)整力度達到30%，即當期債券市場價格高于長期均衡水平時，誤差修正項為正值，但由于誤差修正項系數(shù)為負。因此，通過誤差修正項的作用，下一期債券市場價格水平下降并向均衡水平回歸，表明外匯儲備與消費物價指數(shù)對債券市場價格的影響符合反向修正機制。

盡管中債總指數(shù)、外匯儲備與消費物價指數(shù)的原序列存在單位根，但由于三者的一階差分是平穩(wěn)序列，因此，可以利用其一階差分進行傳統(tǒng)的Granger因果檢驗。從表3的Panel B中可知，基于VAR的因果檢驗結果表明，分別在10%與5%置信水平下拒絕△FR、△CPI不是△BI的Granger原因的原假設。由此可見，結合Panel A中的結論，外匯儲備、消費物價指數(shù)與中債總指數(shù)之間存在短期與長期的單向因果關系，外匯儲備與消費物價指數(shù)變動是中債總指數(shù)變動的Granger原因。

由此可見，在我國的結售匯制下，外匯儲備增加將導致外匯占款的直接增加，從中央銀行基礎貨幣的投放隨之增加，貨幣供應量將隨著基礎貨幣的增加而約4倍地增加（貨幣乘數(shù)效應）。貨幣供應量的多少直接影響債券市場的資金面，我國債券市場資金推動作用明顯，因此，外匯儲備與債券市場價格之間呈現(xiàn)同向變化。

同時，消費物價指數(shù)可以視為反映通貨膨脹率的重要指標，在對債券市場產(chǎn)生影響的宏觀經(jīng)濟指標中，消費物價指數(shù)居于首要地位。消費物價指數(shù)較低反映通脹水平較低，即預期利率將保持較低水平。低利率是直接利好債券市場的，因為利率越低，債券的市場價值就越高，從而推動債券總指數(shù)的上揚，形成反向變動關系。

四、研究結論與相關建議

綜上所述，人民幣匯率變動顯著影響債券市場發(fā)展，人民幣升值在一定程度上有利于債券市場的穩(wěn)步發(fā)展。但是，要避免人民幣大幅度升值，防止出現(xiàn)“日元升值綜合癥”①。因此，有必要大力發(fā)展債券市場，通過債券市場的發(fā)展完善，提高我國貨幣政策的獨立性和有效性，進一步完善我國的金融市場體系。

一個高效、發(fā)達的債券市場是中央銀行實現(xiàn)貨幣政策操作的必要前提，發(fā)達的債券市場能使貨幣政策實現(xiàn)有效傳導。在絕大多數(shù)成熟市場國家，其債券市場尤為發(fā)達，能夠比較有效地傳導中央銀行的貨幣政策，因而成為中央銀行實施貨幣政策操作的主要場所。而我國債券市場的發(fā)展相對滯后，中央銀行的貨幣政策操作效果有待進一步提升，影響了貨幣政策的有效性。因此，我們有必要提高債券市場的發(fā)達程度，為中央銀行公開市場操作提供良好的操作平臺，完善中央銀行公開市場操作的貨幣政策傳導機制，提升貨幣政策的有效性。同時，貨幣政策有效性的提升又有助于促進債券市場的發(fā)展，貨幣政策有效性增強有利于利率水平的穩(wěn)定，為債券市場的平穩(wěn)運行提供良好的外部環(huán)境，而且，中央銀行在債券市場的公開市場操作又有助于提升整個市場的活躍度，實現(xiàn)兩者的良性互動。

同時，隨著債券市場的不斷發(fā)展，市場交易產(chǎn)品的供求矛盾也日漸突出，特別是具有避險功能的金融衍生產(chǎn)品極度匱乏。因此，在人民幣匯率改革日益深化的階段，應該加快完善債券市場，拓展市場的深度和廣度，使其能夠應對匯率變動的風險，發(fā)揮其防范金融風險的重要功能?！?/p>

（責任編輯：張恩娟）

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