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(diào)整準(zhǔn)備金率和公開市場操作等等）大規(guī)模沖銷干預(yù)。文章采用1995年～2012年第1季度的季度數(shù)據(jù)計量檢驗(yàn)了基于修正BGT模型推導(dǎo)的沖銷系數(shù)模型，采用遞歸參數(shù)方法估計了中國的動態(tài)沖銷系數(shù)，并且測算了外匯市場壓力和外匯市場干預(yù)指數(shù)，綜合討論了央行沖銷干預(yù)政策的有效性。研究發(fā)現(xiàn)，沖銷干預(yù)政策沖銷了絕大多數(shù)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(wěn)定和貨幣政策的獨(dú)立性。EMP走勢表明2003年以來，人民幣面臨較強(qiáng)的升值壓力。央行外匯市場干預(yù)存在“順經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”和“逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”特征，在特定時期存在干預(yù)超調(diào)。

關(guān)鍵詞：BGT模型；沖銷系數(shù)；外匯市場壓力；外匯市場干預(yù)指數(shù)

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(diào)整準(zhǔn)備金率和公開市場操作等等）大規(guī)模沖銷干預(yù)①。中國外匯市場沖銷干預(yù)的有效性引起學(xué)者極大關(guān)注。

自從Argy和Kouri（1974）和 Kouri和Porter（1974）對外匯干預(yù)的開創(chuàng)性研究之后，國外大量文獻(xiàn)對此進(jìn)行了理論和實(shí)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(yù)程度和干預(yù)對匯率發(fā)生作用的傳導(dǎo)渠道；（2）通過建立貨幣當(dāng)局的目標(biāo)損失函數(shù)，在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)之上，將相關(guān)控制變量引入模型，在數(shù)理模型的推導(dǎo)下，估計貨幣當(dāng)局的沖銷系數(shù)，考慮沖銷干預(yù)對貨幣供應(yīng)量和貨幣政策獨(dú)立性的影響。

縱觀這些研究，絕大多數(shù)文獻(xiàn)主要集中于研究匯率自由浮動、資本自由流動的發(fā)達(dá)國家，而市場發(fā)育不成熟、外匯管制程度較高的發(fā)展中國家相對較少。國內(nèi)的相關(guān)研究一方面比較分散，很多文獻(xiàn)著重分析某一特定方法，對其他方法簡單帶過，缺乏系統(tǒng)性研究。另一方面，缺乏牢固的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)支持和嚴(yán)格的數(shù)理模型的推導(dǎo)，以至于大多采取經(jīng)驗(yàn)性驗(yàn)證，在相關(guān)變量的選擇具有一定隨意性，往往導(dǎo)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(jié)果往往存在誤差。本文認(rèn)為央行的沖銷干預(yù)是否有效應(yīng)綜合考察兩方面：一央行是否能沖銷經(jīng)常項目和資本項目順差引起的被動增加的基礎(chǔ)貨幣和貨幣供給；二央行外匯市場干預(yù)是否緩解或者消除本幣升值（或貶值）壓力。

一、 沖銷系數(shù)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(nèi)資產(chǎn)變動水平，ΔNFAt代表t期凈國外資產(chǎn)變動水平即外匯市場干預(yù)水平，Δmmt代表t期貨幣乘數(shù)變動，Yc t-1代表t-1期產(chǎn)出缺口，ΔREERt-1代表t-1期實(shí)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(yù)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(nèi)資產(chǎn)主要受到8個控制變量的影響。

2. 變量的介紹與數(shù)據(jù)來源。

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

ΔNFAt=NFAt-NFAt-1■-NFAt-1*rt-1

為消除規(guī)模因素影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)常使用GDP（Rooskar-

eni，1998）或基礎(chǔ)貨幣MB（Sarijito，1996）作為規(guī)模因子，本文采用名義GDP作為規(guī)模因子。國外資產(chǎn)、國外負(fù)債、GDP數(shù)據(jù)來源中國人民銀行。

貨幣乘數(shù)mm為M2除以基礎(chǔ)貨幣，貨幣乘數(shù)變動Δmmt為貨幣乘數(shù)的一階差分。其中，M2和基礎(chǔ)貨幣數(shù)據(jù)來源CEIC。

凈國內(nèi)資產(chǎn)變動ΔNDAt為基礎(chǔ)貨幣變動減去凈國外資產(chǎn)變動，并以當(dāng)季名義GDP去除規(guī)模影響。

通貨膨脹選擇居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI的季度數(shù)據(jù)，首先利用1995年～2011年月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)換為以1995年1月為100的定基月度CPI數(shù)據(jù)，然后取其月度平均值作為季度CPI數(shù)據(jù)。通貨膨脹變動為環(huán)比定基季度CPI數(shù)據(jù)對數(shù)差。居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI的季度數(shù)據(jù)來源CEIC。

產(chǎn)出缺口Y選擇當(dāng)年價格表示的季度GDP數(shù)據(jù)經(jīng)過Census X12季節(jié)調(diào)整方法將實(shí)際GDP中的季節(jié)因素和不規(guī)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(chǎn)出缺口Y=■。中央政府的月度財政赤字Gt月度數(shù)據(jù)的簡單算術(shù)和。財政赤字變動取財政赤字一階差分，并除以當(dāng)季度名義GDP去除規(guī)模影響。月度財政赤字?jǐn)?shù)據(jù)來源CEIC。

實(shí)際有效匯率REER季度數(shù)據(jù)選擇月度實(shí)際有效匯率的算術(shù)平均值，實(shí)際有效匯率變動取實(shí)際有效匯率季度數(shù)據(jù)的對數(shù)一階差分形式。月度實(shí)際有效匯率來源IMF。

國外利率rt *季度數(shù)據(jù)取美國3個月國債利率算術(shù)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(shù)據(jù)來源IMF。

預(yù)期匯率Etert+1分別采用靜態(tài)預(yù)期和完全預(yù)期方法，靜態(tài)預(yù)期匯率選擇月平均匯率算術(shù)平均值當(dāng)季值，完全預(yù)期匯率選擇月平均匯率算術(shù)平均值下季值。

利率波動σr，t取加權(quán)平均7天銀行間同業(yè)拆借月利率數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差，數(shù)據(jù)來源CEIC。

3. 估計結(jié)果。

本文選擇上式各變量進(jìn)行沖銷方程估計。為進(jìn)一步分析和驗(yàn)證模型，進(jìn)行異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)⑤。異方差檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)WHITE交叉項檢驗(yàn)統(tǒng)計量Obs*R-squared值41.905 96，其P值為0.561 8，遠(yuǎn)大于0.05，模型不存在異方差。自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)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(guān)，但是檢驗(yàn)方程發(fā)現(xiàn)RESID（-2）不顯著，所以認(rèn)為方程存在1階序列相關(guān)。因此，采用AR（1）模型來修正回歸方程的殘差序列自相關(guān)（見表1）。

貨幣政策對國際資本流動的沖銷系數(shù)為-0.875左右，即央行凈國外資產(chǎn)變化的近87.5%被凈國內(nèi)資產(chǎn)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(yù)帶來的外匯儲備積累總體是有效的。

為進(jìn)一步分析沖銷系數(shù)，以動態(tài)方式體現(xiàn)其隨時間和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，對其進(jìn)行遞歸估計（見圖1）。

動態(tài)來看，沖銷系數(shù)從2001年三季度開始上升（絕對值），在2007年四季度達(dá)到最大值-0.939，2009年略有下降。隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)基本面好轉(zhuǎn)，國際收支雙順差持續(xù)擴(kuò)大，人民幣升值預(yù)期不斷加強(qiáng)進(jìn)一步刺激非合意資本流入，而國內(nèi)通貨膨脹開始顯現(xiàn)，央行沖銷干預(yù)意愿加強(qiáng)。另一方面，沖銷干預(yù)工具多樣化，使央行大規(guī)模干預(yù)成為可能。沖銷系數(shù)居高不下也側(cè)面說明央行當(dāng)前實(shí)施有效沖銷的巨大壓力。

二、 外匯市場壓力與外匯市場干預(yù)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(yù)測度，并未采取構(gòu)建宏觀經(jīng)濟(jì)模型推導(dǎo)權(quán)數(shù)（轉(zhuǎn)換系數(shù)）η，而是從其一般定義出發(fā)，參考IMF（2007）外匯市場壓力指數(shù)和抗性指數(shù)，采取消除權(quán)數(shù)和引入沖消系數(shù)方法來測算。因此，將外匯市場壓力和外匯市場干預(yù)指數(shù)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(qiáng)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(jīng)濟(jì)危機(jī)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(fù)，人民幣升值壓力基本保持穩(wěn)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(dá)到高峰，人民幣升值壓力不斷增強(qiáng)。2009年之后趨于穩(wěn)定。

從外匯市場干預(yù)指數(shù)（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(yù)指數(shù)平均數(shù)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(jìn)行較強(qiáng)干預(yù)，緩解了近80%的外匯市場壓力，政府干預(yù)起決定作用。外匯市場壓力調(diào)整主要通過凈國外資產(chǎn)的變化來承擔(dān)。

2005年三季度至2008年底，隨著人民幣匯率彈性增強(qiáng)，外匯干預(yù)指數(shù)從1左右下降到0左右。貨幣當(dāng)局通過擴(kuò)大人民幣匯率波動區(qū)間、允許人民幣更大幅度升值、鼓勵境外投資、放寬個人、企業(yè)使用和持有外匯的限制等方式，政府干預(yù)讓位于市場，市場在匯率決定中發(fā)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(yù)雖然是“順經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”，但是政府干預(yù)存在超調(diào)，匯率升值的幅度超過市場自發(fā)調(diào)節(jié)應(yīng)升值的幅度。

此后，受經(jīng)濟(jì)危機(jī)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(yù)指數(shù)平均值達(dá)0.97，匯率機(jī)制趨向固定匯率制度，政府干預(yù)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(yù)存在超調(diào)。人民幣匯率一度面臨貶值壓力，但是政府“逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”，人為的人民幣匯率改革停滯，使原本應(yīng)貶值的人民幣并未貶值。

三、 小結(jié)

綜上所述，樣本期（1996年三季度～2011年四季度）沖銷系數(shù)為-0.875。從2001年三季度開始，沖銷系數(shù)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(yù)帶來的基礎(chǔ)貨幣投放，沖銷外匯市場干預(yù)帶來的外匯儲備積累總體是有效的，央行沖銷干預(yù)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(qiáng)的升值壓力。外匯市場干預(yù)指數(shù)表明在人民幣匯率改革之前，外匯市場干預(yù)吸收近80%的外匯市場壓力，央行外匯市場干預(yù)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(qiáng)，外匯干預(yù)指數(shù)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(chǎn)的變化和人民幣升值來共同承擔(dān)。央行外匯市場干預(yù)存在“順經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”和“逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”特征，在特定時期存在干預(yù)超調(diào)。此外，未沖銷的基礎(chǔ)貨幣（12.5%）進(jìn)入銀行系統(tǒng)，經(jīng)過銀行的存款創(chuàng)造，在市場利率和貨幣乘數(shù)的作用下，造成國內(nèi)貨幣市場的失衡，在一定程度上引起國內(nèi)通貨膨脹和資產(chǎn)價格的大幅波動。

注釋：

①沖銷干預(yù)（Sterilized intervention）即一方面在外匯市場上從私人部門買進(jìn)外匯以降低本幣升值的壓力，維持匯率的相對穩(wěn)定，從而保護(hù)本國出口產(chǎn)業(yè)、管理通脹預(yù)期和維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康運(yùn)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(yè)務(wù)（Open Market Operations）、提高準(zhǔn)備金比率、公共部門存款管理等措施對增加的貨幣供應(yīng)量予以沖銷。與此相對應(yīng)，非沖銷干預(yù)（Non-Sterilized intervention）是指中央銀行買進(jìn)外匯的同時不采取相應(yīng)的沖銷措施。

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

③國外資產(chǎn)和國外負(fù)債單位均為10億元人民幣，其中國外負(fù)債數(shù)據(jù)，IFS與中國人民銀行公布數(shù)據(jù)存在細(xì)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(gòu)成，發(fā)現(xiàn)對結(jié)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(gòu)成。

⑤限于篇幅，初始結(jié)果和相關(guān)檢驗(yàn)沒有在本文呈現(xiàn)，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(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院西方經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生；王東明，上海立信會計學(xué)院金融學(xué)院講師，博士。

收稿日期：2013-01-30。