我國匯率制度彈性與貨幣政策的獨立性

文章編號：1003-6636（2012）02-0025-07；中圖分類號：F832；文獻標識碼：A

我國匯率制度彈性與貨幣政策的獨立性

——基于1994年1月—2011年9月數據的實證研究收稿日期：2012-01-12

作者簡介：蘇華山（1981-），男，江蘇徐州人，北京大學經濟學院博士生，南京財經大學經濟學院講師，研究方向為宏觀經濟理論、勞動經濟學。

蘇華山

（北京大學，北京100871）

摘要：使用月度數據實證分析1994年以來我國貨幣政策的獨立性，并探討2005年匯率制度改革對貨幣政策獨立性的影響可發現：以短期存款利率代表官方利率，以同業拆借利率代表市場利率，分析兩種國內利率對于世界利率的敏感程度，結果表明官方利率獨立性較強，而市場利率獨立性很弱。匯率制度改革以后，兩種利率獨立性大幅提高；鑒于兩種國內利率都有缺陷，對貨幣供給量對國外利率的敏感性進行研究，其結果表明貨幣政策具有中等的獨立性，匯率制度改革后貨幣獨立性顯著提高；通過分析貨幣與外匯儲備的關系，可發現沖銷操作仍發揮重要作用。

關鍵詞：匯率制度；改革；貨幣政策獨立性；利率

Flexibility of China’s Exchange Rate Regime and Independence of Monetary Policy

- An Empirical Research Based on 1994—2011 Monthly Data

SU Huashan

(Peking Univeristy， Bejing 100871 China)

Abstract：The paper empirically analyzes China’s monetary independence with monthly data since 1994， and discusses the impacts of the 2005 exchange rate regime reform on the monetary policy independence. China’s official and market interest rates are represented respectively by shortterm deposit interest rate and interbank offered rate. According to the sensitivity of the two domestic interest rates to the world’s interest rate， official interest rate is independent while market interest rate is not. After the exchange rate regime reform， both interest rates are more independent than ever. Since both are imperfect， the paper studies the sensitivity of monetary supply to foreign interest rate. The result shows that monetary policy is moderately independent， while much more independent after the 2005 exchange rate regime reform. By analyzing the relation between currency and foreign exchange reserve， it is found that the sterilization operation still plays an important role.

Key words：Exchange rate regime; reform; monetary policy independence; interest rate

一、引言

自1994年人民幣匯率并軌以來，我國官方宣布實行管理浮動匯率制，規定人民幣對美元的匯率每日波幅為±03%，允許匯率浮動的區間很窄。如圖1所示，事實上，長期以來人民幣匯率的實際波幅遠小于±03%，尤其是1998年東南亞金融危機之后，人民幣完全釘住單一美元，波動接近于0。2005年7月21日，我國宣布實行匯率制度改革，與改革之前相比，官方公布的每日匯率波幅仍為03%，然而，根據每日匯率波動數據，波幅明顯增大，時常能夠達到03%的區間上下限。2007年5月央行將人民幣匯率波幅擴大為±05%，匯率波動也時常達到05%的上下限，自2005年至今，人民幣對美元已累計升值23%。因此，盡管改革前后，官方宣布的匯率制度并無太大變化，然而，如果根據事實的（de facto）判斷標準，可以認為人民幣匯率制度的彈性有所提高，但仍與美元保持非常緊密的聯系。

來源：根據IMF的國際金融統計數據繪制

圖11994年1月—2011年10月人民幣匯率變動情況根據“不可能三角”理論，資本自由流動、匯率穩定和獨立的貨幣政策三者不能共存，最多只能實現其中兩者的組合。近年來，我國對資本管制逐漸放松，跨國資本流動增加，根據“不可能三角理論”，在我國的匯率制度下，理論上貨幣政策的獨立性受到很大限制。此外，匯率制度改革之后，匯率浮動區間增大，理論上貨幣政策獨立性應有所改善。然而，這只是一種大體的判斷，由“不可能三角”理論并不能精確地得出我國貨幣政策的獨立性強弱，理由如下：1“不可能三角”理論闡述三種極端狀態不能共存，但對于各種中間狀態，無法準確判斷。我國資本處于部分管制狀態，既非完全流動，也非完全管制；匯率制度既不是貨幣局式的硬固定，也不是完全浮動，匯率制度改革前后，盡管彈性有所變動，但都屬于中間匯率制度。根據Frankel(1999)提出的“半獨立、半穩定”的可能性，我國貨幣政策應該處于部分獨立的狀態，但獨立性如何，無法精確判斷。2“不可能三角”理論源于蒙代爾—弗萊明模型，該模型的結論最適用于小國。我國作為全球第二大經濟體，總產出、國際貿易、外匯儲備規模都很龐大。雖然我國貨幣不是可兌換貨幣，但是，并不能將我國當做典型的小國來分析。因此，“不可能三角”可能對我國并不完全適用。匯率改革之后，我國匯率彈性增加，但彈性仍然有限，對貨幣政策獨立性有無改善，或者有多大改善，也無法直觀判斷。

需要通過實證研究的方法，才能更準確地得出上述問題的結論。本文使用1994年—2011年的月度數據，從利率的獨立性和貨幣供給量的獨立性兩個方面，考察我國貨幣政策的獨立程度，并進一步分析2005年匯率制度改革是否影響貨幣政策的獨立性。

二、文獻綜述

根據傳統的觀點，在資本完全流動的情況下，采取固定匯率制，則本國利率必須追隨世界利率，以保持匯率穩定，所以本國利率對世界利率是高度敏感的。在浮動匯率制下，則可以通過調節國內利率，調控國內的需求和就業。所以，匯率制度彈性越小，則貨幣政策的獨立性越差。然而，也有一些研究提出，對于新興市場而言，由于政府缺乏公信力、通貨膨脹的高度傳遞、貨幣替代、外幣債務等問題，因此，這些國家普遍存在“浮動恐懼癥”（Hausmann et al 2001; Calvo 和Reinhart， 2002）。無論這些國家的政府宣稱采取怎樣的匯率制度，都無法采取獨立的貨幣政策。Shambaugh (2004)進一步提出了資本開放與貨幣獨立的兩難困境，對于新興市場而言，只有在封閉的情況下，才能獨立實行貨幣政策。然而，因為這些國家已經實現了資本自由化，所以，很難實現獨立的貨幣政策。即使它們采取浮動匯率制度，也無法有效抵抗國外的沖擊。在浮動匯率下，由于存在風險溢價，且風險溢價受到國際利率的影響，與固定匯率制相比，國內利率對國際利率更加敏感（Frankel et al 2002）。

在實證研究方面，一部分文獻的結果與三元悖論不一致。例如，Frankel (1999)研究了20世紀90年代拉丁美洲國家的匯率制度和貨幣獨立性，結果是，采取釘住匯率制的國家，與中間匯率制或浮動匯率制國家相比，其貨幣政策的獨立性并沒有表現得更差。Hausmann（1999）的研究結果顯示，在1997—1999年間，采取釘住匯率制的阿根廷，其貨幣政策的獨立性反而高于采取浮動匯率制的墨西哥。然而，另外一部分文獻卻又在一定程度上驗證了三元悖論。例如，Frankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20個發展中國家和工業化國家，探討對國外利率沖擊的反應的調整速度是否一致，結果表明在長期內，無論采取怎樣的匯率制度，對國外利率的反應都是完全的。但是，在短期內，采取浮動匯率制的國家對國外利率的反應較慢，表明浮動匯率制下貨幣政策獨立性較強。Shambaugh (2004)在考慮資本管制和其他控制變量的基礎上，采取協整的方法，證實采取釘住匯率的國家，貨幣政策獨立性更差。Borensztein et al (2001) 表明在實行固定匯率制的香港，其利率對美國利率的敏感性遠大于實行浮動匯率制的新加坡。

上述研究結果表明，匯率制度與貨幣政策獨立性之間，并無穩健一致的結論。但是，這些研究成果卻表明了，發展中國家（尤其是新興市場）具有一些不同于發達國家的特征，對于這些國家而言，照搬“三元悖論”等傳統觀點，結論可能存在嚴重偏差。就中國而言，是不是也存在上述新興市場的兩難困境？在缺乏彈性匯率制度下，貨幣政策獨立性如何？2005年匯率制度改革后，是否能夠提高貨幣政策獨立性？目前，國外對于我國這些問題缺乏系統的研究，接下來對國內有關研究的情況進行概括。

龔剛和高堅（2007）構造了一個針對中國的特別的模型，試圖從理論上闡明，未來資本完全開放之后，通過人為的限制措施，使金融資產之間不可相互替代，這樣既可以維持固定匯率制、又能保持貨幣政策的獨立性。然而，即使這個結論能夠成立，這些人為的限制措施是否可行也值得懷疑，因為這將降低金融市場交易的效率，所造成的福利損失可能是巨大的。鄧永亮和李薇（2010）使用1996年—2008年季度數據，實證研究表明我國貨幣政策主要通過貨幣渠道起作用，增大匯率波動彈性，能夠減少貨幣供應量，增強貨幣政策有效性。然而，此文使用的是實際有效匯率而非名義匯率，因此，所論述的匯率彈性不是標準意義上匯率制度的彈性，也沒有探討匯率制度的變化對貨幣政策獨立性的影響。孫華妤（2007）研究了匯率制度改革之前，我國采取釘住匯率制時，貨幣政策的獨立性。其他文獻則主要使用“三元悖論”進行一些定性分析和統計分析。

三、理論分析

（一）利率獨立性理論模型

目前，國外分析貨幣政策的獨立性，大多都是根據利率平價條件，分析國內利率對國外利率變化的敏感程度，以判斷貨幣獨立性的強弱。這是因為，20世紀90年代以來，發達國家更多地采用利率作為貨幣政策的中介目標。之所以較少采用貨幣供給量指標，是因為貨幣供給量具有多個層次，難以確定哪個層次能夠更好地代表貨幣政策。而且，在金融創新層出不窮的情況下，貨幣供給量的統計難度提升，準確度下降。所以，對于這些國家而言，利率的升降更能準確的代表其貨幣政策的走勢。利率平價條件如（1）式所示，其中it表示國內利率，i*t表示國際利率，Et(et+1－et)表示預期名義匯率變動，δt表示國家風險升水。在完全固定的匯率制度下，預期匯率變化為0。如果風險升水恒定不變，則國內利率與國際利率的變化完全一致。

it=i*t+Et(et+1－et)+δt（1）

根據上述原理，為了檢驗國內利率對國際利率的敏感性，可以構造如下計量方程式：

it=α+βi*t+εt（2）

根據（2）估計出的參數β越大，則說明國內利率對國際利率的變化越敏感，貨幣政策的獨立性越差。在資本完全流動的情況下，一國實行固定匯率制，如果國內外資產的風險狀況相同，那么資本的跨國套利行為將使國內外利率變化完全相等，即β=1。在浮動匯率制下，國外利率變化時，由于名義匯率可以立即變動，吸收了部分或全部的沖擊，所以理論上β較小，甚至接近于0。

然而，（2）式僅考慮了國內利率對于國外利率沖擊的反應，沒有考慮利率對于國內經濟的反應。對于資本管制的情形，由于貨幣政策未完全失去獨立性，因此，央行仍然會根據國內的產出、失業和通貨膨脹等情況的變化，調整貨幣政策。鑒于此，在（2）式的基礎上，用產出缺口代表國內的經濟狀況，將其也列為解釋變量，可得（3）式。其中，yt表示實際產出，y*表示潛在產出，yt－y*表示產出缺口。

it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）

根據奧肯定律，產出缺口和失業率同向變動，因此，也可以用失業率代替產出缺口。此外，根據菲利普斯曲線，通貨膨脹率與失業率反向變動，所以，又可以用通貨膨脹率代替產出缺口，模型變為（4）式，πt表示通貨膨脹率。由于我國產出的月度數據難以獲取，失業率的數據質量不高。而通貨膨脹率的月度數據完整，質量較高，因此，用（4）式作實證研究可行性更強。當然，由于所用利率為名義利率，所以，通脹率還通過費雪效應影響利率。總之，通脹率能夠較好的起到控制變量的作用。

it=α+β i*t+φ πt+εt （4）

（二）我國利率對貨幣政策的偏離

盡管在國外的研究中，利率變動能夠很好地代表貨幣政策的走勢，可以用利率的獨立性代表貨幣政策的獨立性，但是，由于我國沒有完全實現利率市場化，利率變動能否代表貨幣政策，還需仔細斟酌。我國官方基準利率由央行制定并下達執行，經常滯后于貨幣政策走勢，可能偏離貨幣的真實供求關系，甚至出現利率和貨幣供給量同向變化的情況，可以稱為利率與貨幣政策的偏離。利用非市場化的利率研究貨幣政策獨立性，結果是不準確的。例如，當國際利率上升時，為了維持匯率穩定，央行通過提高準備金率或者公開市場操作回籠資金，減少了貨幣供給，但是，卻保持官方利率不變，這種情況在中國經常出現。由于貨幣供給減少，市場利率上升。除了銀行存貸款之外，其他金融工具的利率市場化程度較高，如銀行同業拆借市場、回購市場、債券市場、民間借貸市場等。一部分資金從銀行流出到上述國內金融市場，另一部分資金流到國外，但規模可能有限。

如圖2所示，在國外利率沖擊下，官方利率不變，或變化滯后，但是，貨幣供給量變化以及國內市場利率的變化，仍可以維持匯率穩定。

圖2國外利率沖擊下的一種干預的情形基于上述分析，同業拆借利率、回購利率等市場化程度較高的利率（以下簡稱市場利率）更能反映央行貨幣政策的動向。分析這些市場化的利率對國外利率的敏感程度，能夠更準確地得出我國貨幣政策獨立性的狀況。在下文的實證研究中，將分別研究官方利率和市場利率的獨立性，通過對比，驗證上述假說。

（三）貨幣供給量獨立性理論模型

現階段我國仍以貨幣供給量作為貨幣政策的中介目標，與市場化較低的利率相比，貨幣供給量能夠更好的代表我國的貨幣政策走勢。所以，可以用貨幣供給量的自然對數mt代替（4）式中的國內利率，得出（5）式：

mt=α+β i*t+φ πt+εt （5）

用貨幣供給量對國外利率的敏感程度進一步檢驗我國匯率制度的總體獨立性，并分析匯率制度改革對貨幣獨立性產生的影響。至于通脹率與貨幣供給量之間可能存在的反向因果問題，則可使用工具變量法解決。

四、實證研究

（一）數據來源與描述

本文采用月度數據進行實證研究。月度數據具有兩方面的優點：一方面，與年度或季度數據相比，數據頻率較高，樣本容量較大，能夠提高計量分析的質量。另一方面，和日數據相比，能夠排除短期噪音的干擾。其中，國內利率、貨幣供給量、外匯儲備數據來自于北京大學CCER經濟金融數據庫，其他的數據來自于國際貨幣基金組織的IFS數據庫。以3月期活期存款利率i1和7日銀行間同業拆解利率i2代表國內的利率水平，以美國短期國債利率i*代表世界利率，以月CPI同比增長率代表通貨膨脹率π。銀行間7日同業拆借利率的樣本區間為1996年1月至2011年9月。其余變量的樣本區間均為1994年1月—2011年9月。

（二）變量的平穩性檢驗

為了避免偽回歸和統計檢驗的失效，在對時間序列數據進行估計之前，需要檢驗各變量的平穩性。i1和i2分別表示中國3個月期存款利率和銀行間7天拆借利率，i*表示美國短期國債利率，π是以CPI同比增長率表示的通貨膨脹率，m表示狹義貨幣供給量M1的自然對數， res表示外匯儲備的自然對數。下面使用ADF和KPSS兩種方法檢驗各變量是否平穩，如兩種檢驗結果至少有一種是平穩的，則將該變量作為平穩變量處理。如果兩種檢驗結果都不平穩，則認定該變量不平穩，進一步對其差分進行檢驗，以確認其是否為1階單整序列。根據Schwert的建議，最大滯后階數pmax=12(T/100)1/4，本研究中樣本容量T為213，因此最大滯后14階。然后，根據AIC、SBIC和HQIC等信息準則，在1~14階之中綜合確定最優滯后階數。檢驗結果如表1所示，除外匯儲備res為1階單整之外，其余變量均為平穩序列。

表1變量的平穩性檢驗

變量檢驗形式（c， t， p）ADF單位根檢驗KPSS平穩性檢驗是否平穩i1（c， 0， 4）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi1（0， 0， 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩i2（c， 0， 8）拒絕單位根假設*拒絕平穩性假設***平穩#Δi2(0， 0， 6)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩i*(c， t， 8)拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δi*（0， 0， 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩π(c， 0， 13)拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩m（c， t， 12）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩Δm（c， 0， 14）拒絕單位根假設**不拒絕平穩性假設平穩res(c， t， 3)不拒絕單位根假設拒絕平穩性假設***不平穩Δres（c， 0， 3）拒絕單位根假設***不拒絕平穩性假設平穩說明：前綴Δ表示變量的一階差分，檢驗形式（c， t， p）中的三項分別表示常數項、時間趨勢和滯后階數。***表示在1%水平拒絕原假設，**表示在5%水平拒絕原假設，*表示在10%水平拒絕原假設。如最后一列標上#，表示只有一種檢驗認定該變量平穩。

（三）國內利率對國外利率的敏感性

1GMM估計

對上文中的（4）式進行估計，以分析我國的利率究竟對國外利率更敏感，還是對國內經濟變動更敏感。因為模型中所有變量都是平穩的，所以，可以直接對其進行GMM估計。美國利率i*和通脹率π之間的相關系數為022，所以，不存在明顯的共線性問題。模型可能存在的問題是內生性問題。從理論上講，因為中國和美國存在緊密的經濟貿易聯系，那么，一些遺漏變量可能導致國外利率i*t可能與擾動項相關。如果存在內生性問題，則估計的結果是不一致的。為了解決內生性問題，選擇美國廣義貨幣供給量USM2，及其1-4階滯后項作為美國利率的工具變量。因為美國貨幣供給直接影響美國利率，與美國利率相關性很高，但是，不會直接影響中國利率。

美國利率i*與USM2及其1-4階滯后項的相關系數都為 -077，相關性很高。同時，使用Durbin-Wu-Hausman檢驗，在1%水平拒絕原假設，表明i*確實存在內生性問題。接下來，使用GMM方法進行估計，當存在異方差時，GMM方法更為有效。以i1作為因變量時，對總樣本估計之后，進行過度識別檢驗，Hansen J統計量的p值為068，以i2作因變量時，Hansen J統計量的p值為1，不拒絕所有工具變量均為外生變量的假設。綜上所述，工具變量的選取是恰當的。

此后，用同樣的方法，再估計匯率制度改革前后的兩個子樣本，比較匯率彈性增加后，貨幣政策的獨立性是否增強。根據圖1，謹慎起見，將改革前子樣本的區間定為1997年1月—2005年7月，改革后子樣本的區間為2005年8月—2011年9月。估計結果如表2所示：

表2利率獨立性的GMM估計的結果

解釋變量總樣本改革前改革后i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值i1估計值i2估計值常數項098***-162***092***-256***162***168***i*032***145***035***173***-002-005π018***006***007***067***019***029***說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

上述6個估計的F檢驗表明，方程總體上都是顯著的。擬合優度R2分別為077、025、023、013、073和072。t檢驗表明，匯率制度改革，國外利率的系數不顯著，且估計出數值接近于0，Wald檢驗不能拒絕系數β=0的原假設。其余所有參數在1%水平下均顯著。

2估計結果分析

首先，從總樣本的估計結果來看，使用官方利率和銀行間同業拆借利率，估計結果存在明顯的差異。以官方利率i1作因變量時，i*的系數為032，數值遠小于1，表明總體而言我國官方利率的獨立性較強，同時，對π的系數為018，這表明官方利率對國內經濟波動做出積極的反應。然而，以同業拆借利率i2作因變量時，i*的系數高達145，同時，π的系數僅為006，幾乎接近于0，表明市場化的利率對世界利率的變動極為敏感，但對國內經濟波動不敏感，該利率的獨立性很弱。這初步驗證了第二部分的假說，官方利率市場化程度低，滯后于真實貨幣政策，甚至于貨幣政策走勢相反。官方利率獨立性強，并不能充分表明我國貨幣政策獨立性強。如果用市場化程度較高的同業拆借利率代表貨幣政策的真實走勢，那么，可以說，我國貨幣政策的獨立性很差，唯美國利率馬首是瞻，幾乎不能用于調控國內經濟。

其次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，兩種國內利率對世界利率的敏感程度也存在顯著差異，前者獨立性較強，后者對世界利率極為敏感。i*的系數都大于總樣本，這表明，在完全釘住美元的匯率制度下，貨幣政策獨立性較差。此外，官方利率對國內經濟敏感程度很弱，表明改革前官方利率盡管具有一定的獨立性，但利率工具并未很好的用于調節國內經濟波動。而銀行同業拆借利率對國內經濟波動較為敏感，表明貨幣政策仍能夠用于調控國內經濟。兩種利率之間的差異，潛在的反映了官方利率與貨幣政策走勢的偏離。

再次，根據匯率制度改革前的子樣本的估計結果，在以i1和i2作因變量的估計中，i*的系數很小，統計上不顯著，且不能拒絕等于0的假設。這表明，匯率制度改革后，我國的兩種利率獨立性大幅提升，幾乎完全獨立于世界利率。同時，兩種國內利率對國內經濟波動的敏感度差異縮小了，表明官方利率與貨幣政策走勢背離的情況得到了改善。總而言之，改革前后的子樣本估計結果表明，匯率制度彈性的增強顯著地提升了我國利率的獨立性。

（四）貨幣供給量對國外利率的敏感性

為了克服利率市場化不足的缺陷，接下來，直接使用狹義貨幣供給量的自然對數作為因變量，使用上文（5）式的模型進行估計，解釋變量和上文中的利率獨立性分析中相同。在原有工具變量的基礎上，由于貨幣供給量與通脹率之間存在反向因果關系，所以，通脹率可能與誤差項相關。將通脹率的1-5階滯后項也作為工具，根據經濟理論，貨幣供給不會影響過去的通脹率，同時，通脹率與其各階滯后項之間的相關系數在095以上，所以，可以用通脹率滯后項作工具變量。總樣本的過度識別檢驗p值為091，表明工具變量與誤差項不相關。估計結果如表3所示：

表3m獨立性的GMM估計的結果

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項1271***0091167***0061230***003i*-049***002-023***002-017***001π-001*000001001002***001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

從總樣本來看，各參數統計上均顯著，國外利率和通脹率的參數為負，符合理論預期，即國外利率上升時，表示貨幣緊縮，國內也隨之減少貨幣供給量。通脹率上升，經濟過熱，也應該緊縮貨幣。然而，從參數的大小來看，平均而言，世界利率每提升1%，我國狹義貨幣供給量緊縮049%，根據費雪方程式和貨幣數量方程，假設實際利率、總產出和貨幣流動速度不變，如果利率完全市場化，則等價于國內利率提高049%，貨幣獨立性低于上文使用官方利率的估計結果，但高于使用銀行間拆借利率的估計結果。但是，貨幣供給量對于國內經濟波動的反應敏感度偏低。

然后，比較匯率制度改革前后的估計結果，可以看出，貨幣供給量對國外利率的敏感程度有所下降，表明貨幣獨立性提升，但是，提升的幅度相對較小。改革后，貨幣政策對國內經濟的調節作用輕微提升。

（五）外匯儲備、沖銷操作和貨幣政策獨立性

盡管貨幣供給量能夠較好的代表我國貨幣政策走勢，但是，使用貨幣政策對國外利率的反應，由于兩者單位不一樣，因此，得出的系數無法直接判斷獨立性大小。使用費雪方程式和數量方程式進行轉換，需要借助一系列嚴格的假設，可能失去一定的準確度。接下來，進一步探討外匯儲備與貨幣供給量之間關系，從沖銷操作效果的角度探討貨幣政策獨立性，作為對上文的結論的補充。從理論上將，外匯儲備的變動是官方外匯市場干預的結果，外匯儲備變動越多，外匯干預導致的貨幣供給波動越大，而這種貨幣變動與國內宏觀經濟狀況無關，所以，這表明貨幣政策的獨立性越差。然而，貨幣當局一般會對外匯儲備變動引起的貨幣波動進行反方向的沖銷操作，使得貨幣變動與外匯儲備變動不是完全對應的關系。如果貨幣變動對外匯儲備變動不敏感，則意味著沖銷操作效果很好。反之，則效果不好。

接下來，構造計量方程對此進行估計，如（6）式所示。其中，res為外匯儲備自然對數。在此模型中，以通脹率的滯后項作為工具變量，拒絕了工具變量外生的假設，所以不能采用。改用因變量的1-5階滯后項作為通脹率的工具變量，通脹率與工具變量的相關系數為-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒絕了CPI外生的假設，表明通脹率與擾動項相關。過度識別檢驗的p值為03，表明工具變量與誤差項不相關，可以采納。使用GMM方法估計總樣本和改革前后的子樣本，估計結果如表4所示。

mt=α+β rest+φ πt+εt （6）

表4貨幣供給與外匯儲備對數模型的GMM估計

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項707***018357***094485***019res052***002097***013075***002π-006***001-017***005-002**001說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

為了分析是否存在弱工具問題，將估計結果與有限信息極大似然估計法（LIML）的結果比較，參數估計結果相差極小。因LIML方法對弱工具變量仍然穩健，可認為不存在明顯的弱工具變量問題。此外，由于模型中外匯儲備res不平穩，其他變量均平穩，對估計結果的殘差進行ADF檢驗，在1%水平拒絕單位根假設，表明殘差為水平平穩序列，不存在明顯的偽回歸問題。

從總樣本來看，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性為052。對比匯率制度改革前后的子樣本，發現匯率制度彈性提高以后，狹義貨幣供給對外匯儲備的彈性從097下降到075，貨幣供給的獨立性顯著增強了。但是，從彈性并不能直觀判斷貨幣政策獨立性的強弱，接下來，將（6）式中貨幣供給和外匯儲備由對數形式改為水平形式，如（7）式所示，M表示狹義貨幣供給，RES表示外匯儲備：

Mt=α+β RESt+φ πt+εt （7）

通脹的工具變量仍未m的1-5階滯后項，Hansen J 檢驗p值為046，表明工具變量與擾動項不相關。使用GMM估計的結果如表5所示：

表5貨幣供給與外匯儲備水平模型的GMM估計

解釋變量總樣本改革前改革后估計值標準誤估計值標準誤估計值標準誤常數項429303***12469158997***54977448892***20856RES76***009199***2873***01π-24456***3194-97038**38039-1726111198說明：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。

由總樣本回歸結果可知，平均而言，外匯儲備每增加1美元，則狹義貨幣供給量增加76元（人民幣）。樣本期平均貨幣乘數，即M1/M0的均值為41，如沒有沖銷操作，外匯儲備每增加1美元，根據8 RMB/USD的平均匯率，則基礎貨幣應增加8元，M1應增加328元。將估計結果與無沖銷結果相比，發現我國沖銷操作發揮了重要作用，對沖了75%以上的外匯占款，貨幣政策仍保持了較大的獨立性。然而，根據兩個子樣本回歸結果，改革前后的參數估計結果相差一倍以上，表明貨幣改革顯著地提高了貨幣政策的獨立性。

五、總結

鑒于我國利率市場化程度低的特點，官方利率經常滯后于貨幣政策走勢。所以，官方利率的獨立性不能完全代表貨幣政策的獨立性狀況，為此，本研究采用了市場化程度較高的銀行間同業拆借利率對國外利率的獨立性、貨幣供給量對國外利率的獨立性進行佐證，以上幾種分析各有優勢，通過比較，可以得出較為準確的結論。根據總樣本的估計結果，在1994年以來，官方利率相對于世界利率的獨立性處于中上等的水平，但是同業拆借利率的獨立性極差。同業拆借利率更接近于市場利率，更能夠代表貨幣政策動向。但是，由于樣本期同業拆借市場仍處于發展完善之中，規模相對較小，可能對國外利率可能存在過度反應。兩種利率的獨立性差距較大，真實的貨幣獨立性可能介于兩者之間，處于中等水平。貨幣供給量對國外利率的敏感性的估計結果驗證了這個猜想。

此外，比較貨幣政策改革前后的結果發現，匯率制度改革以后，隨著匯率波動彈性的增加，官方利率和同業拆借利率的獨立性都大幅提升，匯率制度改革后，兩種利率幾乎完全獨立于世界利率，這個結果有些超乎預期。雖然從理論上講，匯率彈性增加，利率獨立性將提高，但是，畢竟我國匯率制度彈性還較小，因此，利率完全獨立的可能性不大，這可能與樣本容量不夠大，以及兩種利率本身的缺陷等因素有關。盡管如此，仍可以確認匯率改革顯著提高了貨幣政策的獨立性。隨后的貨幣供給量獨立性分析表明，匯率制度改革之后，貨幣政策獨立性有所提升，但改善的幅度并不大。

最后，分析貨幣供給量與外匯儲備之間的關系，表明我國沖銷操作仍發揮著重要作用，這是我國貨幣政策仍具有中等獨立性的原因之一。匯率制度改革以來，貨幣供給對外匯儲備的敏感度大幅下降，表明匯改以來，隨著外匯占款的急速增加，為了防止貨幣過度膨脹，沖銷操作的力度增強了。

綜上所述，本文的研究表明在資本部分管制的情況下，我國的貨幣政策能夠保持中等的獨立性，沖銷操作發揮了重要作用。匯率制度彈性的增加能夠顯著地提高我國貨幣政策的獨立性，“不可能三角”理論適用于我國。如果我國外匯儲備持續增加，那么單方向沖銷操作的空間越來越小，沖銷的成本和難度都在增加，加上我國資本開放進程的加快，若要繼續維持一定的貨幣政策獨立性，意味著需要進一步提高匯率制度的彈性。

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