后金融危机时期我国公开市场运作的现实效应分析_中国人民银行论文

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      公开市场业务是中央银行通过买卖有价证券，吞吐基础货币，调节货币供应量以实现货币政策目标的政策工具，与法定存款准备金率、再贴现政策并称为货币政策的三大法宝，是货币政策最主要的工具。中央银行通过公开市场业务操作直接作用于基础货币这一货币政策操作指标，进而较好地调控货币供应量、利率、汇率、通货膨胀率等中介指标，从而达到稳定物价、充分就业、经济增长、国际收支平衡和金融稳定等最终目标。建立和完善公开市场业务，有利于调控存款货币银行准备金和货币供应量，影响利率水平和利率结构，与再贴现政策配合使用可以提高货币政策效果。由于具有主动性、灵活性、时效性和可控性等优点，公开市场业务已成为许多西方国家广泛使用的货币政策工具，而近年来在发展中国家的使用也逐渐趋于普遍。本文旨在通过分析后金融危机时期我国公开市场业务操作的实际效果，为我国公开市场业务操作的发展与完善提供有实践意义的建议。

      我国公开市场业务操作包括人民币操作和外汇操作两部分。外汇公开市场业务操作于1994年3月启动，人民币公开市场业务操作于1998年5月26日恢复交易，规模逐步扩大。1999年以来，公开市场业务操作已成为中国人民银行货币政策日常操作的重要工具。中国人民银行从1998年开始建立公开市场业务一级交易商制度，选择了一批能够承担大额债券交易的商业银行作为公开市场业务的交易对象，目前公开市场业务一级交易商共包括40家商业银行。这些交易商可以运用国债、政策性金融债券等作为交易工具与中国人民银行开展公开市场业务。

      从交易品种看，中国人民银行公开市场业务债券交易主要包括回购交易、现券交易和发行中央银行票据。其中回购交易分为正回购和逆回购两种，正回购为中国人民银行向一级交易商卖出有价证券，并约定在未来特定日期买回有价证券的交易行为，正回购卖出为央行从市场收回流动性的操作，正回购到期则为央行向市场投放流动性的操作；逆回购为中国人民银行向一级交易商购买有价证券，并约定在未来特定日期将有价证券卖给一级交易商的交易行为，逆回购为央行向市场上投放流动性的操作，逆回购到期则为央行从市场收回流动性的操作。现券交易分为现券买断和现券卖断两种，前者为央行直接从二级市场买入债券，一次性地投放基础货币；后者为央行直接卖出持有债券，一次性地回笼基础货币。中央银行票据即中国人民银行发行的短期债券，央行通过发行央行票据可以回笼基础货币，央行票据到期则体现为投放基础货币，发行方式有价格招标和利率招标两种。

      我国公开市场业务操作由中国人民银行公开市场业务操作室执行，一般来说每周二、周四为交易日，当天进行公布。随着我国公开市场的发展与完善，我国央行对公开市场业务操作的使用逐渐增多并趋于成熟。在2010年1月至2013年2月，我国央行进行公开市场业务操作的次数高达453次，而对其余两个一般性政策工具的使用较少，其中存款准备金率有15次调整且2012年以来仅有2次，而再贴现率仅仅有3次调整。由此可见，中国央行的货币政策工具主要体现在公开市场业务。中国的公开市场业务与国外多有不同，剖析现在的情况对于深入了解中国货币政策和效果有较大的现实意义。

      二、国内外研究现状与文献综述

      目前，国内对公开市场业务的研究相对偏少。主要代表作有：谢平(2000)预测了新世纪中国的货币政策方向，指出我国的公开市场业务相对偏少的状况，并提出政策建议。何运信(2001)研究了货币政策传导机制不畅的原因是货币政策操作工具落后于经济金融环境、国有银行产权制度不完善、金融结构与经济结构不对称和金融体系外的经济主体行为扭曲，提出了货币政策传导机制的改进建议。秦陇一、周丽华、张红地(2002)系统地对中国公开市场业务与货币政策传导过程中的特点进行了分析，总结出四个主要特点，即公开市场业务操作时引起基础货币的变动会导致商业银行资产结构的失衡；公开市场参与者数量和范围较狭小，财富效应影响面不大；利率变动引起公开市场业务操作数量和方向的变动，对流动性或多元经济主体产生传导影响。黄宪、赵伟(2003)在借鉴美国公开市场业务操作成功经验的基础上，认为制约中国公开市场业务操作效果的主要原因是中国国债市场规模以及结构期限不够合理。赵丽娜(2004)提出公开市场业务是货币政策有效性的突破口。谢平(2004)总结了1998年至2002年间中国货币政策的实践，发现中国基础货币与货币供应量之间不存在显著相关关系，货币供应量的变动呈现一定的内生性。魏永芬(2006)对公告操作进行了研究，指出“公告操作”的缘由、背景以及优点，认为中国目前应该大力发展公开市场业务操作，提高市场的流动性和透明性，并为“公告操作”做下铺垫。陈晶萍、简建荣(2007)运用经济计量方法，详细论证了我国公开市场业务对我国的广义货币量的变化有影响，且得出量化的影响大小，并且分析当时我国货币经济的形势以及货币供给量和国内信贷的增长及两者之间的相关性，论证了中央银行货币政策的有效性，特别是央行公开市场业务操作的有效性。郑捷(2010)比较了中国与美国等发达国家公开市场业务的特点，认为中国的总体上的市场化水平较低，完善市场化程度还需加大市场品种和推动利率自由化，从而增强公开业务操作的效果。何平(2011)对2003—2011年的央行票据数据分析后认为，与发达国家相比，我国目前还不存在成熟的公开市场操作，未来我国应努力建设多层次发达的国债市场，以提高公开市场操作的效率和货币政策的有效性。汤柳(2012)研究了欧洲央行政策操作的特性等多方面问题，认为实际的操作非但无法触动欧元区结构性失衡和治理机制不健全等根本性问题，而短暂的金融市场反弹更是掩盖了实质性的恶化，对实体经济的刺激作用还有待进一步观察。马理、段中元和杨嘉懿(2013)认为相比于以往各国越来越频繁地使用公开市场操作来调控宏观经济的发展，向传统货币政策的实施有效性提出了挑战，金融体系的紊乱导致了极低的市场利率，使得货币政策的利率传导渠道出现了断裂。

      国外的研究，主要代表作有：Guthrie & Wright(2000)以新西兰的货币政策为例研究了公告操作对利率引导的作用，并说明这种引导作用是公开市场业务操作不能达到的，并与公开市场业务操作业务在发挥货币政策作用时存在互补的效果。Demiralp & Jorda(2001)对美国公开市场业务操作数据的公布效应进行分析，说明其对引导联邦基金利率接近其目标值有较大的作用效果。Taylor(2001)撰文研究中央银行在实行新政策的情况下控制联邦基金利率的能力，他在研究公开市场业务时引入了预期因素，指出中央银行在运用传统的公开市场业务的基础上强化了目标利率的有效传导，有效地引导公众的预期。Schabert(2005)以美国为研究对象发现，在公开市场业务没有对外公布下一阶段联邦基金利率的操作目标范围前，公开市场业务的波动原来能在很大程度上解释GDP的预测误差，公布后这两者的解释能力明显减弱。Daniel L.Thornton(2007)通过实证研究得出，虽然储备金的数量与利率成反比，但这种负相关系数非常小，几乎可以忽略，由此得出公开市场业务操作并不能对流动性进行有效控制。Roger W.Garrison(2010)在对美联储14位主席执政时期的政策与实施效果进行分析的基础上，认为自20世纪70年代以来，经济学家出身的美联储主席使得美国的货币政策变得通俗易懂，但对制定货币政策中介目标所依赖的经济理论的选择摇摆不定。Ljungwall等(2013)认为目前中国人民银行的操作受货币政策工具的限制，它倾向于运用成本较低但会造成市场扭曲的政策工具(如存款利率上限和准备金率)而不运用市场导向显著但成本高昂的政策工具(如发行央行票据)。

      上述研究均涉及公开市场业务，但大多数为作用机理分析，很少有针对公开市场业务操作的实际效果进行系统地研究。尽管少数研究者对公开市场业务操作的有效性通过建立模型进行分析，但研究时间均为金融危机之前而并没有针对近几年的效果分析，特别是对后金融危机时期公开市场业务相关数据的计量分析。后金融危机时期是金融危机阴霾过后很长的一段恢复期，世界经济形势依然严峻，各国竭力恢复经济，这也催生了很多创新与尝试，现阶段国内外对这些创新与尝试的研究依然偏少，而在这时期下的公开市场业务操作因独特的时代背景和国情需要，其作用效果值得探究。特别是研究中国的大多数文献并没有注意到尽管中国已经有央票、国债以及量化宽松等手段参与公开市场操作，但是实际情况表明中国的货币政策与国外不同这个情况。事实上，2010年之后中国加大了公开市场业务的操作频率，这与之前任何时候都是不一样的。本文基于2010年1月至2013年2月共38个月的月度数据进行实证分析，研究这一时期我国公开市场操作的实际效果，并指出现阶段制约我国公开市场业务的主要因素，进而为我国发展和完善公开市场业务操作提出政策建议。

      三、公开市场业务操作的实际效果

      (一)指标选取

      本文使用公开市场净交易量(Open Market Operations，OMOs)来表示和量化公开市场业务操作，具体是指中央银行通过公开市场业务操作所投放的基础货币量。由定义可知：

      

      其中OMOs表示公开市场净交易量，R表示回购交易量，B表示现券交易量，C表示中央银行票据交易量，均以亿元为单位。对于回购交易，0和n分别依次表示回购当天操作或到期的基础货币投放量，+和-分别依次表示该次回购是正回购或逆回购；对于现券交易，b和s分别依次表示央行是买入方或卖出方；对于央行票据交易，0和n分别依次表示该央行票据当天操作或到期的基础货币投放量。

      公开市场业务是货币政策工具之一，因此衡量其效果就反映在其对货币政策目标的实现情况。本文选取广义货币量(M2)、基准利率(R)、汇率(Exchange Rate)和全国居民消费价格指数(CPI)这四个经济变量来衡量货币政策的中介目标，这四个经济变量对稳定物价、充分就业、经济增长、国际收支平衡这四个货币政策目标有一定的对应关系和解释。其中，M2比起现金流通量(M0)和狭义货币(M1)更能代表中央银行调控的货币供应量，所以我们选取M2作为货币供应量的衡量指标；不同期限的基准利率在数值上有差异，但是变化趋势是一致的，而期限为六个月以内(含六个月)的借贷交易量是最大的，故选取期限为六个月以内(含六个月)的基准利率衡量利率变动情况；汇率方面，选取人民币兑美元汇率具有代表性，且能更好地与各国货币的变动挂钩；在众多反映通货膨胀的指标中，CPI更好地反映了物价变动对国民经济的影响，故选择CPI作为通货膨胀的衡量指标。

      (二)数据说明

      为了更好地估计近年来我国公开市场业务的开展情况和实际效果，使研究成果更有借鉴意义，本文选取2010年1月至2013年2月共38个月的月度数据，具体包括公开市场净交易量、广义货币量、基准利率、人民币兑美元汇率和全国居民消费价格指数共5组月度数据，每组数据有38个月度值。另外，经搜集数据可发现，这期间其他货币政策工具的使用较少，故假设这期间其他货币政策工具不起作用，认为选取此阶段的数据来探究公开市场业务对货币政策目标的实现效果是合理的。其中，公开市场业务净交易量是通过中国人民银行网站公布的公开市场业务数据整理得到；广义货币量、基准利率、汇率和全国居民消费价格指数是通过中国人民银行网站、国务院发展研究中心信息网和中国货币网公布的相应数据得到。

      (三)数据预处理

      选取的五个经济变量的量纲不完全一致，且所处的数量级差异较大，直接进行计量分析往往导致由于量纲与数量级的影响对经济变量间关系的错误判断。因此首先将数据标准化，从而使原始数据转换为无量纲化指标测评值，即各指标值都处于同一个数量级别上，再进行综合测评分析。本文选取z-score标准化，即基于原始数据的均值和标准差进行数据的标准化，具体处理公式如下：

      

      其中，

表示第i个经济变量第j个原始月度数据，

表示第i个经济变量的均值，

表示第i个经济变量的标准差，

表示第i个经济变量第j个标准化月度数据。

      (四)计量分析

      判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是计量经济学中的常见问题。Granger因果检验解决了x是否引起y的问题，主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值是否使解释程度提高。如果x在y的预测中有帮助，或者x与y的相关系数在统计上显著时，就可以说y是由x引起的。

      1.公开市场净交易量与广义货币量的Granger检验。首先，为了衡量公开市场业务是否对广义货币量的变动产生影响，可以采用Granger因果关系对公开市场净交易量和广义货币量进行检验。公开市场净交易量记为OMOs，广义货币量记为M2，采用Eviews6.0对数据进行Granger检验，结果如图1和表1所示。

      

      图1 2010年1月至2013年2月我国公开市场净交易量OMOs与广义货币量M2的标准月度数据

      从图1可以看出，随着时间(月)推移，公开市场净交易量和广义货币量的标准月度值趋势一致，总体走势均为波动曲线上升，二者相关性较强，有可能具有因果关系。

      从表1的检验结果可以看出，显著性水平以0.05为临界值，公开市场净交易量对广义货币量的变化是显著的，但是广义货币量的变化对公开市场净交易量的主导性不显著，也就是说公开市场净交易量与广义货币量M2的变化存在单向的Granger因果关系，公开市场净交易量是M2变动的Granger原因，这说明公开市场业务能调节货币供应量的变化。

      为了进一步分析公开市场净交易量对货币供应量变化的作用效果大小，我们对这两个时间序列做协整检验。协整关系是指非平稳变量之间长期稳定的比例关系。首先，我们对公开市场净交易量OMOs和广义货币量M2的变化进行单整检验，通过ADF检验方法可知，因为显著性水平0.7826大于临界值0.05，时间序列OMOs和M2都是非平稳序列，而一阶差分均已平稳，可以判断OMOs和M2为一阶单整序列，满足协整检验前提，ADF检验结果如表2所示。

      

      然后，用和M2进行普通最小二乘回归，对回归模型得到的残差序列做单位根检验，一阶差分时检验结果如表3所示，此时显著性水平接近于0，可以得知残差序列为平稳序列。

      因此，和M2非伪回归，二者具有协整关系，且可得关系如表4所示。

      

      在所得的协整关系中，公开市场净交易量增加1%，广义货币量M2增加0.78966%，在数量上说明公开市场业务对货币供应量有显著的调整作用。

      2.公开市场净交易量与基准利率的Granger检验。同理，为了衡量公开市场业务是否对基准利率的变动产生影响，可以采用Granger因果关系对公开市场净交易量和期限为六个月以内(含六个月)的基准利率进行检验。公开市场净交易量记为OMOs，期限为六个月以内(含六个月)的基准利率记为R，采用Eviews6.0对数据进行Granger检验，结果如图2所示。

      

      图2 2010年1月至2013年2月我国公开市场净交易量OMOs与基准利率R的标准月度数据

      从图2可以看出，随着时间(月)推进，公开市场净交易量和基准利率的标准月度值在前30个数据趋势基本一致，总体走势均为波动曲线上升，但从第30个数据开始二者呈现出差异较大的走势，二者相关性不明显，是否具有因果关系十分不明确。

      从表4的检验结果可以看出，公开市场净交易量对基准利率的主导性不显著，基准利率对公开市场净交易量的主导性也不显著，也就是说公开市场净交易量与基准利率R之间不存在Granger因果关系，数据并不能说明公开市场业务与基准利率之间有调节作用。另外，公开市场净交易量OMOs与基准利率R的相关系数为0.43608，可以理解为不具有(正)相关性。

      3.公开市场净交易量与汇率的Granger检验。为了衡量公开市场业务是否对汇率的变动产生影响，可以采用Granger因果关系对公开市场净交易量和人民币兑美元汇率进行检验。公开市场净交易量记为OMOs，人民币兑美元汇率记为Exchange Rate，采用Eviews6.0对数据进行Granger检验，结果如图3所示。

      

      图3 2010年1月至2013年2月我国公开市场净交易量OMOs与汇率Exchange Rate的标准月度数据

      从图3可以看出，随着时间(月)推进，公开市场净交易量和人民币兑美元汇率的标准月度值在基本呈反向变动，总体走势依次分别为波动曲线上升和波动下降，估计二者有一定的负相关性，是否具有因果关系十分不明确。

      

      从表5的检验结果可以看出，公开市场净交易量对汇率的主导性不显著，汇率对公开市场净交易量的主导性也不显著，也就是说公开市场净交易量与汇率Exchange Rate之间不存在Granger因果关系，数据并不能说明公开市场业务与汇率之间有调节作用。另外，公开市场净交易量OMOs与汇率Exchange Rate的相关系数为-0.71044，具有一定的负相关性。

      4.公开市场净交易量与CPI的Granger检验。为了衡量公开市场业务是否对通货膨胀的变动产生影响，可以采用Granger因果关系对公开市场净交易量和全国居民消费价格指数进行检验。公开市场净交易量记为OMOs，全国居民消费价格指数记为CPI，采用Eviews 6.0对数据进行Granger检验，结果如图4所示。

      

      图4 2010年1月至2013年2月我国公开市场净交易量OMOs与消费价格指数CPI的标准月度数据

      从图4可以看出，随着时间(月)推进，公开市场净交易量和消费价格指数的标准月度值在前20个数据趋势基本一致，总体走势均为波动曲线上升，但从第20个数据开始二者呈现出差异较大的走势，分别依次为波动曲线上升和波动下降，二者相关性不明显，是否具有因果关系十分不明确。

      

      从表6的检验结果可以看出，公开市场净交易量对消费价格指数的主导性不显著，消费价格指数对公开市场净交易量的主导性也不显著，也就是说公开市场净交易量与消费价格指数CPI之间不存在Granger因果关系，数据并不能说明公开市场业务与消费价格指数之间有调节作用。另外，公开市场净交易量OMOs与消费价格指数CPI的相关系数为-0.05529，可以理解为不具有(负)相关性。

      四、我国公开市场业务操作的效果分析与政策建议

      从上述检验结果可以看出，在2010年1月至2013年2月期间，我国公开市场业务与广义货币量的变动有直接的因果关系，也就是说公开市场业务对广义货币量的变动有决定性作用。这是因为公开市场业务是直接作用于基础货币的，而广义货币量是基础货币B与货币乘数m的乘积，即M=B×m，所以公开市场业务间接作用于广义货币量，对其变化有决定性作用。实际上从操作意图来讲，中央银行进行公开市场业务操作就是为了控制货币供应量，说明我国公开市场业务操作对调节货币供应量这一货币政策中介目标的实现有较大的效果。

      另外，在这期间，我国公开市场业务对利率、汇率和CPI的作用不显著。首先，对于利率而言，它与公开市场业务都是我国的一般性货币政策工具，二者共同发挥货币政策的作用，因此二者不存在因果关系，而是相对独立的关系；而且，由于二者的作用机理与作用范围不一样，决定了二者的变动不完全一致。对于汇率而言，虽然Granger检验结果显示其与公开市场净交易量无因果关系，但是二者的相关性较大，这说明公开市场业务操作对调节汇率进而实现国际收支平衡这一货币政策目标具有一定的间接调节效果。对于CPI而言，Granger检验结果显示其与公开市场净交易量无因果关系，且二者无相关性，这说明公开市场业务对调节通货膨胀率进而实现稳定物价这一货币政策目标基本无效。

      因此，仅从以上所研究的经济变量出发，可得出制约我国公开市场业务发展的因素为以下几方面：

      第一是利率市场化程度低。在现阶段，我国实行的是管制利率政策，央行和金融机构的存贷款利率都是在央行统一规定的基础上进行有限的浮动。中央银行以行政措施限制利率的市场走势，而市场利率往往不受基准利率的限制。中央银行无法适时调整基准利率，并以此作为市场操作参数，势必影响公开市场业务操作的效果。

      第二是汇率市场化程度低。从2005年7月起，我国开始实行以市场供需为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。汇率机制改革以后，我国汇率市场化程度加深，但是与西方国家相比，我国汇率受行政手段进行资本管制的程度仍然较大，市场供需对汇率的决定作用较弱，这在一定程度上也限制了其公开市场业务操作的效果。

      第三是政策对通货膨胀的抑制。为了稳定物价，政府往往使用一系列的措施抑制物价的上涨，如对某些食品行业许以政策优惠要求保价等。这些政策在一定程度上削弱了公开市场业务对CPI的作用效果。

      第四是央行独立性不强。我国央行在考虑公开市场业务操作时往往不纯粹从市场需求的角度考虑，受政府干预和限制较多，使公开市场业务操作不完全吻合经济发展的趋势及需求，在发挥作用的过程中受到市场因素的阻碍，这就使得公开市场业务操作因不能与实际需求吻合而不能充分发挥其应有的效果。

      针对近年来我国公开市场业务发展中存在的问题，我们对如何提高我国公开市场业务操作的实际效果提出以下建议：

      1.加快利率市场化改革。通过市场和价值规律机制，由资金供求关系决定利率水平，将利率的决策权交给金融机构，由金融机构自己根据资金状况和对金融市场动向的判断来自主调节利率水平，最终形成以中央银行基准利率为基础，以货币市场利率为中介，由市场供求决定金融机构存贷款利率的市场利率体系和利率形成机制。

      2.加快汇率市场化改革。扩大人民币汇率的浮动幅度，实现人民币弹性目标汇率制；加快推动人民币与非美元货币的直接交易计价，切实推进“参考一篮子货币”的汇率形成机制改革；逐步推进人民币资本项目可兑换，实现人民币的有管理浮动并最终实现自由浮动。

      3.强化我国央行的独立性，建立有效的宏观调控体系。中国人民银行应独立地执行货币政策，把稳定币值作为唯一的政策目标，减少政府干预，强化其相关操作的自主权，突出稳定币值和金融监管的功能。

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