汇率稳定、货币市场均衡与货币政策的独立性，本文主要内容关键词为：独立性论文,汇率论文,货币政策论文,货币市场论文,稳定论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
在我国目前的汇率体制下，央行为了维持汇率稳定进行的外汇市场干预，冲击着国内货币市场的均衡，导致货币政策的独立性大大减弱。现有的汇率稳定干预政策和保持国内货币市场均衡政策存在着冲突，影响了我国货币政策的实施效果。为此，本文主要研究了汇率稳定、国内货币市场均衡和货币政策独立性之间的关系。目前，鲜有文献专门探讨这三者之间的关系，已有文献主要是研究三者中两者之间的关系。一部分学者研究了国内货币市场失衡与稳定汇率的冲销干预政策之间的关系。薛迎春(2007)研究了我国1994～2004年货币市场失衡与国际储备的关系，发现我国货币市场的超额货币供给与国际储备的增加存在正向关系。裴平、吴金鹏(2006)研究了中国不对称的涉外经济政策和缺乏弹性的人民币汇率对国内金融的影响，认为在这种制度下，国际收支的持续顺差会造成外汇储备的被迫增加，从而一方面形成了人民币对外升值的压力，另一方面产生了基础货币投放过多、人民币对内贬值或国内物价上涨的压力。另一部分学者则研究了稳定汇率的冲销干预政策对国内货币政策的影响。Hausmann等通过建立Hausmann-panizza-stein模型(2001)研究发现，汇率波动与货币政策独立性之间不存在一一对应的正向因果关系。Borensztein(2001)对新兴市场进行了研究，通过对比香港与新加坡的经验发现，固定汇率制度下货币政策的独立性较差。但是，阿根廷与墨西哥的案例却不支持这一观点。关于在现行汇率制度下我国货币政策是否具有独立性，我国学者持有两派观点。一派认为我国货币政策不存在独立性，以何慧刚(2007)等为代表。他研究了中国外汇冲销干预和货币政策独立性的关系，认为冲销政策短期内能抵消外汇占款导致的信贷增长，但效力有限。在长期内，外汇冲销干预不仅会影响货币政策的独立性，而且还可能导致通货膨胀、利率上升、汇率升值乃至经济“滞胀”。另一派则认为我国货币政策是独立的。朱孟楠等(2009)分析了外汇市场压力与货币政策的关系，认为在现行的汇率制度下，我国货币政策过于独立，并且我国的干预冲销政策并未起到积极有效的作用，导致这两年中国货币市场处于两难境地，即人民币对内贬值和对外升值。孙华妤也认为，在资本不完全流动的情况下，只有在长期内存在持续的、单方向的、足够强的外部冲击，固定汇率制度下的货币政策才会真正丧失对外独立性(孙华妤和马跃，2003、2004)，短期的、随机性的、规模有限的外部冲击并不足以让货币政策丧失独立性，“三元悖论”不能作为中国汇率制度选择的依据(孙华妤，2004)，我国货币政策对外是独立的。
图1 外汇占款占基础货币的比例
本文认为研究货币政策独立性应包括两个方面，一是基础货币投放的独立性，二是利率调整的独立性。目前对于汇率稳定、货币市场均衡以及货币政策独立性三者之间的关系还没有明确的论述和显著的研究成果，本文试图对此进行研究。
二、开放经济下货币非均衡模型
(一)产品市场
在小国开放经济体中，出口需求是构成本国产品市场的一个重要因素，此外，投资也是一个重要的因素，且受到本国实际利率的影响，这符合我国的实际情况。为了简化起见，我们设定产品市场的表达式为：
(二)货币及外汇市场
我们假设：(1)国内价格水平受国外价格水平和汇率的影响，但购买力平价不一定成立；(2)国外价格水平和国外利率是外生的；(3)资本不完全流动，货币当局的冲销干预能够实现；(4)国内居民持有人民币是为了满足交易需求，而国外居民持有人民币是为了满足投机需求(预期人民币升值)(朱孟楠等，2009)。根据上述假设，建立如下模型：
为了方便分析，我们假定初期货币市场是均衡的，那么根据(11)式，在货币市场遭受一个冲击之后，要使货币市场恢复均衡
。
三、货币市场非均衡量和货币当局响应系数的测算
(一)货币市场非均衡量的测量
测算货币市场的非均衡量主要是测算货币供给和货币需求量，两者的差额即为货币市场的非均衡量。货币供给是一个可观测的统计量，然而货币需求却是不可测的。在实证分析中，绝大多数学者对货币供给和需求不加区分，都用观测到的货币量(M0、M1或M2)来代替。然而实际上，货币供应量是货币当局可调控的变量，具有外生性，而货币需求是受经济条件影响的，具有内生性。要使货币市场的供给与需求时时达到均衡是不可能的，所以把观测到的货币量用作货币需求是不恰当的。
考虑到货币市场的非均衡，我们建立货币需求的误差修正模型来测量货币市场的非均衡量(Ford&Huang，1994)，具体采用E-G两步法进行分析。
第一步是货币需求函数模型(易行健，2006)的OLS估计。协整回归方程为：
这里，*、**和***分别表示在1％、5％和10％的显著性水平下拒绝原假设。上式回归方程残差的ADF检验值为-5.434 964(P值为0.000 1)，表明残差在1％的水平下是稳定的，这说明实际货币供给对数值、实际GDP对数值、汇率对数值、中国利率和通货膨胀率存在长期稳定的关系。
剔除方程(14)中一些不显著的变量后，回归结果如下：
四、实证研究
(一)数据选择和数据来源
名义汇率e选取人民币兑美元的季度加权平均数据的对数值来衡量，国内名义利率r取三个月的国库券利率来衡量，货币失衡量(超额货币供给ems)来自于第三部分的测算结果，货币当局的响应系数(response)表示货币当局对外汇市场干预的程度，数据也来自于第三部分的测算结果，D表示一阶差分。汇率和名义利率数据来源于中经网数据库，以上数据均采用Census X12方法进行了调整。样本区间从2005年7月到2008年12月，使用Eviews6.0对数据进行处理。
(二)数据的平稳性检验
对于时间序列，首先应检验数据的平稳性。我们利用ADF单位根法进行检验，得到的结果见表1。从ADF检验的结果看，变量e、ems、r和response都是一阶单整的，即服从Ⅰ(1)。
(三)建立VAR模型
ADF检验结果显示，序列服从同阶单整，所以我们建立如下的向量自回归模型：
我们利用Eviews6.0建立四元VAR模型，初始滞后期取2，并对模型进行了修正和检验。
1.模型滞后阶数的确定。在Eview6.0中，我们使用滞后阶数标准来确定模型的滞后阶数，共有LR、FPE、AIC、SC、HQ五种标准来确定阶数，其中FPE、AIC表示最优滞后期为4期。这里我们选择多数标准的结果，建立了四元VAR(4)模型。
2.Johansen协整检验。根据LM自相关检验和异方差检验，模型在5％的显著性水平下不存在序列相关和异方差。对滞后4期的VAR模型做Johansen协整检验，得到的结果见表2。迹统计量表明在5％的显著性水平下存在4个协整向量，而λ-max统计量表明在5％的显著性水平下存在2个协整向量。两种方法都说明模型的变量之间存在协整关系，也就是说，变量之间存在着长期稳定的关系。
3.Granger因果关系检验。协整检验能够检验变量之间是否存在着长期稳定的关系，但是这种关系是否具有因果性还需要进一步验证。检验一个变量与另一个变量是否存在因果关系，使用的是格兰杰因果检验方法。
根据Granger因果关系检验结果，我们可以看到：(1)在5％显著性水平下，货币市场失衡量、利率和货币当局响应系数是汇率变动的格兰杰原因；(2)在5％显著性水平下，货币当局的响应系数(response)是货币超额供给(失衡)的格兰杰原因，而汇率、名义利率都不是引起货币超额供给的格兰杰原因，这说明货币当局对于外汇市场的干预引起了我国货币市场失衡，而国内利率政策对于缓解货币市场失衡的作用不大；(3)汇率、货币超额供给(失衡)和货币当局的响应系数都是引起利率的格兰杰原因；(4)利率是引起货币当局响应系数变化的格兰杰原因，而汇率和货币失衡不是货币当局响应系数的原因。
4.脉冲响应。脉冲响应函数反映的是，在扰动项上施加一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。在VAR模型结构中，可以利用冲击反应函数识别出各个效应对某一变量冲击的动态反应过程。结合上文的Granger因果检验结果，我们通过Eviews6.0得到emr、r和e的脉冲响应图，见图4。
从图4的脉冲响应函数可以看到，(1)给定汇率一个正的冲击，国内货币市场失衡状况基本没有反应，也就是说，汇率对国内货币市场失衡量基本没有影响。(2)国内利率一个正的冲击会使货币市场出现超额供给，但这一影响在第3期才显现出来。这说明，央行提高利率并没有达到控制货币供应量剧增的目的，相反，利率的提高加剧了外资流入，央行干预外汇市场又增加了基础货币的投放。(3)货币当局响应系数一个正的冲击，在前5期会使货币市场失衡量减小，而在第5期之后会放大货币市场失衡量。这说明，短期内央行加大外汇市场的干预力度并没有加大货币市场失衡量，而在长期来看，央行加大外汇市场于预力度则会导致货币市场失衡的扩大。(4)汇率一个正的冲击，在前8期会降低国内利率，而之后会提高国内利率。(5)货币失衡量一个正的冲击，短期内对利率产生的影响不大，但在第3期后，会使利率提高。这是因为，从长期来看，央行会通过提高利率来抑制国内货币市场的流动性。(6)给定货币当局响应系数一个正的冲击，国内利率会提高。这是因为，货币当局干预力度越大，国内货币供给就会越多，为了减少通货膨胀的压力，央行会提高利率来冲销由于外汇市场干预而引起的超额货币供给。(7)给定超额货币供给一个正的冲击，汇率的变动较小，但长期来看汇率会下降，只是幅度较小。(8)利率一个正的冲击，在第4期后会导致汇率下降，即人民币升值。这与实际相符，国内利率的提高和人民币升值的预期，加大了国外资本流入，进而导致人民币进一步升值。(9)响应系数一个正的冲击会使汇率在短期内上升，长期内下降。
5.方差分解。方差分解是通过分析每个结构冲击对内生变量变化的贡献度，从而给出模型中对变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性。通过方差分解，得到的结果如图5所示。
图5 ems、r和e的方差分解
从图5(a)、(b)、(c)我们可以发现，货币当局的响应系数和利率变动对国内货币市场超额货币供给的贡献度相对于汇率更大。第8期利率变动的贡献度达到20％左右，之后稳步上升，最高达到40％。货币当局响应系数的贡献度逐步上升，在第9期达到60％左右，之后一直维持在这一水平。从图5(d)、(e)、(f)可以看出，货币当局响应系数变动对利率的贡献度最大，最高达到70％左右，国内超额货币供给对利率的贡献度基本维持在15％左右，汇率的贡献度则较低，基本维持在7％左右。从图5(g)、(h)、(i)可以看出，超额货币供给对汇率变动的贡献度一直稳定维持在15％左右，利率的贡献度在短期内较小，但在第4期后不断变大，最高达50％左右。货币当局响应系数的贡献度也较大，基本维持在20％到40％之间。
五、结论
自2005年7月人民币汇率体制改革以来，人民币不断小幅升值，到2008年12月份，已累计升值约20％。中国的超额外?正储备和国际市场对人民币升值的预期以及其他种种因素，导致人民币升值的压力一直存在。货币当局(央行)为了维持人民币汇率的稳定，在外汇市场上进行了干预，同时为了避免对国内货币市场的冲击过大又进行了冲销。从中国实际运行状况来看，随着央行冲销的成本越来越高，这一操作并没有起到积极有效的作用，实际上国内货币市场已经失衡。这就导致了前两年中国一直处于一个两难境地，一是人民币对内贬值(流动性过剩是其中一个重要原因)，通胀压力较大；二是人民币对外升值，人民币对主要货币的汇率不断上升(朱孟楠等，2009)。
本文首先运用适合我国的理论模型进行了分析，发现货币当局为维护汇率稳定进行的干预政策会导致国内货币市场不均衡，且不均衡程度取决于货币当局对外汇市场的响应力度、汇率变动的幅度等因素。然后测算了自2005年汇改到2008年12月我国货币市场的失衡量和货币当局的响应系数。接着在理论模型的指导下，建立了汇率变动、超额货币供给、利率和货币响应系数的VAR(4)模型，发现这些变量之间存在着长期稳定的关系。实证表明，央行的响应系数(干预力度)越大，国内货币市场超额供给就越多，表明我国稳定汇率的政策和维持货币市场均衡之间存在冲突。对于货币政策，一方面，央行为了维持汇率的稳定，通过干预加大了外汇占款的内生性。由于央行无法事先控制外汇占款，而只能被动地适应外汇占款的波动，因此增强了货币供给的内生性，导致中央银行控制货币供给量的主动性和灵活性大大下降，这样就使货币政策在货币供给方面的独立性大大减弱。另一方面，我国利率政策比较独立，没有受美国利率的影响。近几年，央行对外汇市场的干预造成了外汇占款的快速增长，导致国内货币供给膨胀和货币市场不均衡，央行通过多次提高利率等收缩性手段收回过多的货币。然而实证结果发现，利率上升会显著引起人民币的升值。国内利率过于关注国内经济状况，而实际上国内利率对于汇率的影响很大，从而导致了中国现在的“顺差导致人民币升值压力→央行干预外汇市场投放外汇占款→货币市场失衡→央行为了应对过多的流动性而提高利率→实际上又加重了人民币升值压力”的恶性循环(朱孟楠等，2009)，这种内在的恶性循环影响着我国金融体系的稳定性。
标签：汇率论文; 货币政策论文; 货币供给论文; 货币市场论文; 市场均衡论文; 香港汇率论文; 汇率变动论文; 货币论文; 中央银行独立性论文; 外汇市场论文; 外汇论文; 利率论文; 央行论文;