開放經濟條件下中國貨幣政策有效性分析——基于2002—2011年月度數據

杜麗穎

(上海海事大學，上海200135)

一、問題的提出

根據Krugman(1979)的三元悖論理論，一國不可能同時保持固定匯率、資本完全流動以及貨幣政策獨立，即在資本開放條件下，一國不可能同時維持固定匯率制和保持獨立的貨幣政策。我國2005年以來開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。但是為了維持經濟的穩定發展，匯率的浮動區間范圍一直很小。雖然我國一直實行嚴格的資本管制，但是一直存在資本通過非法渠道如地下錢莊等進行流動的問題，通過近年來熱錢的規模就可見一斑。同時，2008年國際金融危機爆發以來我國加快了人民幣國際化的進程，而人民幣國際化的前提條件就是實現資本項目下的可自由兌換。

自2001年加入WTO以來，我國的外匯儲備迅速增長，直至2006年2月，我國外匯儲備已達到8536.72億美元，超過日本躍居世界第一位，截至2011年9月我國外匯儲備已經達到32016.83億美元。為維持匯率的穩定，中央銀行不得不通過發行本幣來購買外匯，導致外匯占款比重越來越高。為了緩解由此增加的流動性過剩風險和人民幣升值壓力，中央銀行同時采取了大規模的貨幣沖銷措施，對于這些沖銷措施所起的作用值得研究。

因此，通過以上討論可知，有必要對我國在開放經濟中的貨幣政策進行研究。

二、研究方法與數據說明

(一)研究方法

貨幣政策目標不同導致對貨幣政策的效果得出不同的結論。根據我國的實際情況，1995年通過的《中國人民銀行法》確立了我國的貨幣政策目標為“保持貨幣幣值的穩定，并以此促進經濟增長”，2003年修訂的《中華人民共和國中國人民銀行法》繼續明確了這一貨幣政策目標。因此我國貨幣政策的最終目標是幣值穩定和真實經濟增長，判斷貨幣政策的有效性也應該從這兩方面進行。在這里選取物價穩定和經濟增長作為貨幣政策的目標。物價穩定用居民消費價格指數CPI表示，經濟增長用實際國內生產總值GDP來表示。

從1984年起，中國人民銀行集中履行中央銀行職能，集中統一的計劃管理體制逐步轉變為以國家調控為主的宏觀管理體制。間接的貨幣政策工具開始使用，自1994年開始，中國人民銀行把基礎貨幣和貨幣供應量作為監測目標1996年正式確定M1為貨幣政策中介目標，M0和M2為觀測目標(夏斌、廖強，2001)。但同時中央銀行規定了金融機構存貸款基準利率。由此可見中國貨幣政策工具實際上有兩個:貨幣數量和利率。因此選取M0、M1、M2和利率對物價水平和產出的影響來衡量貨幣政策的有效性。

對于開放經濟體，外部沖擊對一國貨幣政策的影響主要表現為國內和世界利率水平之差以及匯率的變動情況。利率的影響路徑為:本國中央銀行針對本國經濟周期提高或降低利率時，會出現和世界利率水平存在偏差的情況，誘導資本流入或流出，造成外匯儲備增加或減少，本國貨幣供給增加或減少，即出現貨幣供給與利率同方向變動的現象，違背了中央銀行提高利率收緊銀根、降低利率放松銀根，使利率與貨幣供給反方向變動的初衷，使得貨幣政策目標難以實現。而匯率的影響機理為:匯率的變動影響進出口變動，經常項目收支發生變化，同時由于匯率的變化，國際游資會根據匯率變化的預期進行投機活動，表現為大量的熱錢流入或流出本國，造成資本項目下收支的變化，進而影響貨幣供給的變化。自2005年匯改以來，國際游資預期人民幣升值，大量的熱錢通過合法或非法的途徑涌入我國，造成我國經常項目和資本項目的雙順差。而無論是利率還是匯率都是通過外匯儲備來影響一國的貨幣投放量，進而影響貨幣政策的有效性。就我國而言，由于一直堅持出口導向型發展模式，經過改革開放30多年的發展，已經積累了巨額的外匯儲備，為了維持匯率穩定，中央銀行不得不通過增發本幣吸收外匯，因此外匯占款已經成為影響我國基礎貨幣投放量的重要因素。

根據以上分析，在開放經濟條件下可以從外匯儲備和利率兩方面來看我國貨幣政策的有效性。可以根據外匯儲備變動是否是貨幣數量變動的決定性因素來判斷貨幣政策的有效性。從利率角度來看，如果央行針對本國經濟周期提高或降低利率時，將誘導資本流入或流出，造成外匯儲備增加或減少，導致本國貨幣供給增加或減少，即出現貨幣供給與利率同方向變動的現象，從而違背了央行提高利率收緊銀根或降低利率放松銀根，使利率與貨幣供給反方向變動的初衷，使得貨幣政策目標難以實現。因此如果能發現利率變動帶來各層次貨幣數量同向變動，可以認為這是喪失貨幣政策自主性的跡象。

因此可以從以下兩個方面來研究中國貨幣政策的自主性:1.從外部沖擊來看，對外匯儲備變動與各層次貨幣數量變動做基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗，以判斷兩者之間的因果關系;2.從內部機制來看，分別對物價、貨幣數量和利率以及經濟增長、貨幣數量和利率進行基于VAR的Johansen協整檢驗來分析貨幣數量是否是內生變量、利率變動是否導致貨幣數量同向變動。

(二)數據說明

從我國貨幣政策實踐來看，1998年以前貨幣政策調控是以控制信貸規模的方式進行。1998年，我國改革了貨幣政策調控方式，取消對商業銀行信貸規模的直接控制，實行資產負債比例管理，宣布以貨幣供應量為唯一的中介目標，并于當年5月恢復公開市場操作，這些舉措標志著我國貨幣調控由直接方式向間接方式的轉變(閆力、劉克宮等，2009)。而2001年末我國加入WTO，從此我國的對外貿易飛速發展，積累了巨額的外匯儲備。因此，數據選取從2002年1月到2011年9月的月度數據。用CPI作為物價的替代變量，由于我國目前還沒有GDP的月度數據，選用社會消費品零售總額(SRG，以下以S表示)作為GDP的替代變量，并以2002年1月的物價指數作為定基指數，得到實際社會消費品零售總額(RS)。由于利率有很多種，這里選用能夠代表政策變動的中國人民銀行規定的金融機構貸款基準利率(i)，流通中的現金、基礎貨幣和準貨幣分別用M0、M1、M2表示。其中外匯儲備R、M0、M1、M2來自中國人民銀行，并將R換算成人民幣，S、CPI來自國研網。除利率外，對所有數據取對數，以消除異方差的影響。由于選用的是月度數據，因此對數據用X11乘法模型進行季節調整，以消除季節因素的影響。

三、實證檢驗

(一)平穩性檢驗

為了避免在檢驗中出現虛假回歸，本文首先對所有變量進行滯后8階的ADF單位根檢驗，以確保數據的平穩性，檢驗結果如表1:

表1 ADF單位根檢驗

△lnM0 (c，t，8) －9.908429 －4.042042 －3.450436 －3.150549平穩△lnM1 (c，t，8) －9.457355 －3.488063 －2.886732 －3.149922平穩△lnM2 (c，t，8) －8.994241 －4.039797 －3.449365 －3.149922平穩△lnCPI (c，0，8) －9.303726 －3.488063 －2.886732 －2.580281平穩△i (c，0，8) －3.825028 －3.489117 －2.887190 －2.580525平穩

從表1的檢驗結果可知，各變量均經過一階差分后平穩，皆為I(1)平穩過程，它們之間可能存在協整關系。

(二)外匯儲備和貨幣數量變動的格蘭杰因果檢驗

圖1

從圖1可以看出lnR和M0、M1、M2呈線性關系，如果直接用OLS方法回歸分析會出現虛假回歸的問題。因為中國中央銀行通常采取“適應性”貨幣政策，貨幣數量一直是伴隨國民收入上升而上升的，而對外貿易的經常項目和資本項目的雙順差導致的外匯儲備增加也是與中國經濟持續增長有關。當兩個變量(貨幣數量、外匯儲備)同時與第三個變量(國民收入)相關時，這兩個變量的最小二乘法回歸就會出現偽回歸現象。而由單位根檢驗結果可知外匯儲備和貨幣數量都是一階單整的，因此可以做格蘭杰因果檢驗，以判斷外匯儲備和貨幣數量變動的關系。

在對其進行格蘭杰因果檢驗之前，一定要對其進行協整檢驗。由于是兩變量的協整檢驗，因此選用EG檢驗法。協整檢驗結果如表2所示:

表2 外匯儲備和貨幣數量的EG協整檢驗

由表2的檢驗結果可知，外匯儲備和貨幣數量變動之間存在協整關系，可以進行格蘭杰因果檢驗，以判斷二者的長期關系，檢驗結果如表3所示:

表3 格蘭杰因果檢驗

由于格蘭杰因果檢驗結果對滯后長度十分敏感，本文檢驗了滯后12階的各種情況，結果都是接受外匯儲備變動不是各層次貨幣數量變動原因的零假設，這里只選取了滯后 2、4、6、12 階的結果。

雖然自2005年7月匯改開始，我國實行有管理的浮動匯率制，但為確保我國經濟平穩較快發展，我國中央銀行一直在干預外匯市場。當外匯儲備增加時，中央銀行就要發行等量的本幣，降低本幣升值的壓力。因此，外匯儲備的增加必然會導致本幣數量的增加。但是為了避免由于過多發行本幣造成流動性過剩，給實體經濟造成沖擊，中央銀行會進行反向操作，以回籠貨幣，如公開市場和提高法定存款準備金等操作，一直是我國中央銀行的重要貨幣政策工具。近些年，我國中央銀行通過大量發行國庫券、發售商業票據等操作，有效回籠了貨幣，因此，從檢驗結果可知，我國的貨幣政策應對外匯儲備增加的沖擊是有效的。

(三)貨幣數量和利率的格蘭杰因果檢驗

EG協整檢驗結果如表4:

表4 利率和貨幣數量的EG協整檢驗

由表4可知，貨幣數量和利率之間存在協整關系。由協整方程可知，利率和貨幣數量正相關，并且全部通過了t檢驗，說明我國貨幣政策中的利率工具受到了挑戰，影響到了我國的貨幣政策的獨立性。近些年，隨著人民幣升值預期的升溫，熱錢不斷涌入國內。雖然我國實行嚴格的資本管制，但是以合法外衣和非法途徑流入國內的熱錢數量不斷增加，因此，利率的提高會繼續吸引大批熱錢流入國內，造成中央銀行的貨幣政策失效。

(四)物價、貨幣數量和利率以及經濟增長的Johansen協整檢驗

由于EG協整檢驗只適合兩變量，因此這里對RS、CPI、M0、M1、M2、i做 Johansen 協整檢驗，以判斷這些變量之間的長期關系，最大滯后階數按照AIC準則確定。由表5的檢驗結果可知，經濟增長、貨幣數量和利率三者之間的長期穩定均衡關系中，貨幣數量和實際產出呈正相關關系，而利率和產出的關系不穩定，在M0的關系式中呈負相關關系，而在M1的關系式中呈正相關關系。物價、貨幣數量和利率三者之間的長期穩定均衡關系中，貨幣數量和利率均同物價的變動呈正相關關系，說明貨幣的增加以及利率的提高都會導致物價的上升。

表5 Johansen協整檢驗

四、結論

我國的貨幣政策在應對外匯儲備增加的沖擊時是有效的，但是利率的貨幣政策工具失效。貨幣供給對經濟增長有促進作用，但以M1作為貨幣政策工具時，利率對產出有抑制作用。而貨幣數量和利率的提高都會加劇通貨膨脹效應，這與提高利率減少流動性的初衷相悖，我國的利率政策工具失效。因此，總體上來看我國的貨幣數量工具有效，但是利率政策工具受到了極大挑戰。這可能是由于我國的利率還沒有實現市場化的原因造成的，經濟主體對于利率的反應還不靈敏，我國的貨幣市場和資本市場發育還不充分，各類企業對銀行貸款的依存度均很高，貸款利率的提高不能有效降低貸款的需求。利率的靈活性和敏感性很適合作為貨幣政策的調控工具，美聯儲只以利率作為貨幣政策的宏觀調控工具，而我國利率政策的失靈是我國經濟發展的一大缺陷，因此要深化我國的利率改革，盡快實現利率的市場化。同時也要改革我國的匯率形成機制，減少由于升值預期大量流入我國的熱錢對經濟造成的損害。

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