中國沖銷式干預的利率效應

摘要：基于資產組合平衡理論（PortfolioBalanceModel），在資本項目開放條件下，沖銷式干預將會引起本國利率的變化，即沖銷式干預存在著利率效應。有關資產組合平衡理論的實證分析，檢驗的是沖銷式干預是否會引起利率的變化，即沖銷式干預的利率效應問題，如果沖銷式干預使得利率被動變化，將會影響貨幣政策制定的獨立性。經Johanson協整性檢驗表明，我國沖銷式干預有可能存在利率效應，會影響到貨幣政策制定的獨立性；經實證檢驗表明，在當前我國資本項目處于半開放的情形下，沖銷式干預已經顯現出利率效應。

關鍵詞：沖銷式干預；資產組合平衡理論；沖銷系數；資本項目開放

中圖分類號：F830.92文獻標識碼：A文章編號：10037217（2018）04000000

一、引言與文獻綜述

2018年是我國改革開放四十周年，面對全球正在經歷的新一輪發展大變革、大調整，習近平在十九大報告中強調，我國堅持對外開放的基本國策，堅持打開國門搞建設。在2018年的博鰲亞洲論壇上，習近平更是發出“中國開放的大門不會關閉，只會越開越大”的最強音。

伴隨著我國進一步擴大對外開放的決心，資本項目的完全開放也將提上日程，因此，在資本項目開放的條件下，沖銷式干預的資產組合平衡理論（PortfolioBalanceModel）研究意義重大，尤其是資產組合平衡理論中所提及的沖銷式干預將會引起本國利率的變化，即沖銷式干預的利率效應更具有研究價值。

資產組合平衡理論于上世紀70年代提出，代表人物為：庫里（Kouri，1976）、布朗森（Branson，1977，1983，1984）、阿倫和凱南（AllenandKenen，1980）、多恩布什和費希爾（DornbuschandFischer，1980）。資產組合平衡理論認為，由于本國資產與外國資產之間并不是完全可替代的，管理當局的沖銷式干預雖然沒有引起基礎貨幣數量的變化，但使得本幣債券和外幣債券的供給發生了變化，從而將進一步引起利率的變化，但這種利率變化不足以抵消管理當局的沖銷式干預操作，因此，沖銷式干預是有效的。

最早對資產組合平衡理論進行實證研究的是Branson、Halttunen和Masson（1977，1979）[1，2]，他們研究的對象為德國，選取的時期為1971年8月至1978年3月，他們發現，德國馬克對美元的即期匯率與凈外國資產之間，以及貨幣供應量之間存在相關性，并且，經過Branson等（1977）的測算，德國中央銀行在外匯市場上平均每購買價值100萬美元的德國馬克并進行沖銷，將導致德國馬克上漲0.185美分。Obstfeld（1983）同樣對德國沖銷式干預進行研究，在理性預期的假設下，利用兩階段最小二乘法估計資產組合平衡模型，結果顯示，德國中央銀行的沖銷式干預將引起德國投資者對馬克債券的需求變化，因此，沖銷式干預是有效的；通過測算還發現，德國中央銀行在外匯市場上購買132.5億元的德國馬克并進行沖銷，將導致德國馬克對美元升值0.04%，若不進行沖銷，德國馬克對美元將升值3%[3]。Rogoff（1984）以加拿大作為實證研究對象，同樣在理性預期的假設下，利用兩階段最小二乘法估計資產組合平衡模型，但得出的結論是沖銷式干預是無效的，因為風險溢價不受沖銷式干預的影響[4]。Keaney和MacDoneld（1986）同樣在理性預期的假設下，利用兩階段最小二乘法估計來檢驗資產組合平衡在英國是否成立。經過他們的測算，英格蘭銀行在外匯市場上購買價值為100億美元的英鎊并進行沖銷，將導致英鎊對美元升值3.2%；若不進行沖銷，英鎊對美元將升值7.9%[5]。Dominguez和Frankel（1993）對1985-1990年美聯儲和德國中央銀行沖銷式干預進行了實證研究，在資產組合平衡理論框架下構建了國內外資產需求數量與風險溢價、預期等變量之間的函數關系式，最終得出沖銷式干預是有效的結論[6]。

財經理論與實踐（雙月刊）2018年第4期2018年第4期（總第214期）

黃奕：中國沖銷式干預的利率效應——基于2007-2015年的數據研究

國內方面，桂詠評（2008）對資產組合平衡理論在我國是否成立進行了實證檢驗，采用的方法是通過Johanson協整性檢驗，檢驗本國利率、外國利率、即期匯率、未來即期匯率、本國資產、外國資產六者之間是否存在長期的均衡關系，結果表明，資產組合平衡理論在我國是成立的，沖銷式是有效的[7]。劉佳（2012）選取中國銀行間同業拆借隔夜利率月均值，分別對2000-2012、2000-2005/07、2005/08-2012三個區間進行估計，結果表明資產組合平衡理論在我國是成立的，沖銷式是有效的[8]。顧嵩楠（2015）的研究也表明，沖銷式干預在我國是有效的[9]。

在對國內外研究資產組合平衡理論的相關文獻進行梳理之后，不難發現，以往的研究主要是通過資產組合平衡理論檢驗沖銷式干預的有效性，而對沖銷式干預的利率效應以及利率效應和匯率變化兩者關系上的研究較少，因此，本文對該問題進行進一步研究。

二、理論分析

資產組合平衡理論認為，由于各國的經濟基礎、經濟實力、發展潛力、風險控制、政治局勢等諸多因素存在很大的差異，因此，即便在資本項目開放的條件下，本國資產與外國資產之間也并不是完全可替代的，非抵補的利率平價不成立。并且，持有外國貨幣不僅承擔機會成本，在本國又不是法定流通貨幣，無法使用，因此，本國投資者不持有外國貨幣，本國投資者在本國貨幣、本幣債券和外幣債券三種類型的資產之間進行配置，從而在風險最小的情況下實現財富的最大化：W=MD+BD+FD·e。其中，W表示財富，MD表示本國貨幣需求數量，BD表示本幣債券需求數量，FD表示外幣債券需求數量（以外幣表示），e是直接標價法表示的匯率。

若本國利率上升，本幣債券需求增加，由于本國資產與外國資產之間并不是完全可替代的，本幣債券需求的增加首先引起的是本幣需求的減少，其次才會引起外幣需求的減少；同理，外國利率上升，外幣債券需求增加，首先引起的是本幣需求的減少，其次才會引起本幣債券需求的減少。

資產組合平衡理論還考慮到預期匯率的變化對本國貨幣需求、本幣債券需求和外幣債券需求的影響。當預期本幣貶值時，對外幣債券的需求增加，導致對本國貨幣和本幣債券的需求減少。

另外，收入和財富的增加，會使得對三種資產總體需求數量都增加，因此，綜上所述，本國貨幣、本幣債券和外幣債券的需求函數有如下表達式：

MD=MD（Y，W，id，if，Δee），MDY>0，MDW>0，MDid<0，MDif<0，MDΔee<0

BD=BD（Y，W，id，if，Δee），BDY>0，BDW>0，BDid>0，BDif<0，BDΔee<0FD=FF（Y，W，id，if，Δee），FDY>0，FDW>0，FDid<0，FDif>0，FDΔee>0BDid>MDid>FDid>0，BDif>MDif>FDif>0

（1）

其中，id表示本國利率，if表示外國利率，Δe/e表示預期的匯率變化率，Y表示收入。

而在供給端，資產組合平衡理論認為本國貨幣的供給是個外生的變量。而本國利率id的提高意味著融資成本的增加，因此，本幣債券的供給是關于本國利率id的減函數。外幣債券的供給，資產組合理論認為來源于經常項目的順差，當本幣貶值時，凈出口改善，外幣債券的供給增加。

MS=MSBS=BS（id），dBSdid<0FS=FS（e），dFSde>0（2）

其中，MS表示本國貨幣供給，BS表示本幣債券供給，FS表示外幣債券供給。

假設財富W，收入Y和外國利率if是個外生的常量，另外，假設沖銷式干預不會引起投資者對未來匯率預期的變化，因此，當本幣債券市場、外幣債券市場即外匯市場和本國貨幣市場都達到均衡狀態時，如式（3）所示。

MS=MD（id），dMDdid<0BS（id）=BD（id），dBDdid>0，dBSdid<0FS（e）=FF（id），dFDdid<0，dFSde>0dBDdid>dFDdid>0（3）

有了以上內容作為基礎，開始分析沖銷式干預的利率效應及沖銷式干預的有效性。初始均衡狀態如圖1所示。

本幣債券需求BD是關于本國利率id的增函數，本幣債券供給BS是關于本國利率id的減函數；外幣債券需求FD是關于本國利率id的減函數，且由于本國資產與外國資產之間的不可替代性，FD曲線相較于BD曲線更為陡峭；外幣債券需求FD與匯率e無關，外幣債券供給FS是關于匯率e的增函數。

假設中央銀行通過沖銷式干預促使本幣貶值，并且沖銷是完全的，在外幣債券市場即外匯市場上購買外幣債券，拋售本國貨幣，使得FS曲線向下平移，從FS1平移至FS2，均衡匯率從e1變大至e2，即本幣貶值。同時，在本幣債券市場上購買本國貨幣，拋售本幣債券，使得BS曲線向右平移，從BS1平移至BS2，本國均衡利率id1從上升至id2，如圖2所示。

而本國利率id上升，將導致外幣債券需求減少，外幣債券需求從FD1減少至FD2，導致均衡匯率從e2減小至e3，即本幣升值。但是，由于外幣債券和本幣債券之間并不是完全可替代的，因此，由于本國利率上升而引起的本幣升值并不能完全抵消由于外幣債券供給增加而引起的本幣貶值，因此，本幣還是貶值的，即e3>e1，如圖3所示。

最后，分析貨幣市場情況，資產組合平衡理論認為，貨幣市場利率與本幣債券市場利率是相等的，即同業拆借利率率與債券收益率是相等的，中央銀行的沖銷式干預雖然沒有引起貨幣供應量的變化，但是引起了債券收益率的變化，從而使得同業拆借利率發生了相等的變化，否則將出現套利機會。

三、模型設計

資產組合平衡理論認為，由于本國資產與外國資產之間并不是完全可替代的，因此，非抵補利率平價是不成立的，本國利率與外國利率之間，除了預期匯率的變化率之外，還存在風險溢價（RiskPremium）：id-if=Δee+RP。因此，在外國利率if以及對未來匯率預期都不發生變化的假設下，促使本國貨幣貶值時所引起的本國利率id上升，是由風險報酬RP的上升引起的。又因為：Δee=ln（f）-ln（e），其中，f表示的是未來的即期匯率。因此，設計模型如下：

RP=id-if-[ln（f）-ln（e）]=

α0+α1·NDA+α2·NFA+ε（4）

其中，NFA表示的是國外凈資產，NDA表示的是國內凈資產。對式（4）進行Johanson協整性檢驗。當式（4）通過Johanson協整性檢驗時，說明資產組合平衡理論成立，不排除沖銷式干預將會對利率產生影響的可能性。

四、時間與變量的選取

選取在2007年9月至2015年7月的數據①。變量選取及數據來源如下：

1.本國利率（id）。選取上海銀行間同業拆借市場上1個月的拆借利率的月平均值，數據來源于上海銀行間同業拆借市場網站。由于該數據用年化利率表示，因此，還需要經過算術平均，用月利率的形式來表示，即除以12。

2.外國利率（if）。選取倫敦銀行間同業拆借市場上美元1個月的拆借利率的月平均值，數據來源于倫敦銀行間同業拆借市場網站。同樣需要經過算術平均，以月利率的形式來表示。

3.即期匯率（e）。選取人民幣對美元即期中間價的月平均值，數據來源于中國人民銀行網站。

4.未來即期匯率（f）。選取離岸人民幣對美元無本金遠期中間價（NDF）的月平均值，數據來源于倚天財經行情軟件。

5.國外凈資產（NFA）②與國內凈資產（NDA）的選取，需要考察我國貨幣當局的資產負債表，如表1所示，數據來源于中國人民銀行網絡。

假設我國央行的外匯儲備全部是美元資產。（我國外匯儲備的幣種結構并未對外公布，根據一些學者的測算[10-12]，美元資產占外匯儲備中的比重約在60%～70%之間）但是，直接使用該數據是不行的，因為匯率的變化將引起國外凈資產NFA的變化，即資產的重估效應，因此，需要將匯率的變化從NFA中剔除，調整后的NFA為：NFA*t=NFAt-NFAt-1×et-et-1et-1。

由于對國外凈資產NFA進行了調整，剔除了匯率的變化對其的影響，因此，用總資產減去其他資產，再減去發行債券得出國內凈資產NDA的做法是不可取的，因此，國內凈資產NDA的選取只能將對政府債權、對其他存款性公司債權、對其他金融性公司債權和對非金融性公司債權進行累加，再減去發行債券。

五、實證檢驗

為了防止偽回歸現象的出現，在進行Johanson協整性檢驗之前，先通過ADF單位根檢驗來檢驗時間序列的平穩性，ADF單位根檢驗結果如表2所示。

ADF檢驗結果顯示，外國利率if、即期匯率對數形式ln（e）通過了水平檢驗，而本國利率id，未來即期匯率對數形式ln（f），國內凈資產NDA以及國外凈資產NFA未能通過水平檢驗，整體需要進一步進行一階差分檢驗。經過進一步的一階差分檢驗，所有變量都是一階單整的，因此，本國利率id、外國利率if、未來即期匯率對數形式ln（f）、即期匯率對數形式ln（e）、國內凈資產NDA以及國外凈資產NFA之間可能存在長期的穩定比例關系，可以進行下一步的Johanson協整性檢驗。

Johanson協整性檢驗的選項為協整方程有截距，無趨勢，滯后形式經過綜合考慮選取（1，2），檢驗結果如表3所示。

跡統計量顯示，在5%的顯著水平下，本國利率id、外國利率if、未來即期匯率對數形式ln（f）、即期匯率對數形式ln（e）、國內凈資產NDA以及國外凈資產NFA之間存在六個協整關系式，因此，滿足長期均衡關系。

根據資產組合平衡理論，當中央銀行沖銷式干預促使本幣貶值時，表現為資產負債表中國外凈資產NFA的增加和國內凈資產NDA的減少，并導致本國利率id也將上升，因此，本國利率id理論上與國外凈資產NFA是正相關的，與國內凈資產NDA是負相關的，需重點考察本國利率id與國外凈資產NFA、國內凈資產NDA之間的協整性關系，如表4所示。

本國利率與外國利率、即期匯率、未來即期匯率、國內凈資產以及國外凈資產之間協整關系式表明，本國利率與國外凈資產NFA之間是正相關的，與理論推導相符，而與國內凈資產也是正相關的，與理論不符，這或許是因為中央銀行在公開市場實施對內貨幣政策所導致。

為了進一步研究本國利率、外國利率、即期匯率、國內凈資產以及國外凈資產之間關系，將五個變量進行格蘭杰因果檢驗，尤其是重點考察國外凈資產與其他變量之間的相關性，同樣是因為中央銀行還會在公開市場上實施對內貨幣政策，有可能造成結果與理論不符的情況。根據上文，當Johanson協整性檢驗滯后階數形式為（1，2）時，則格蘭杰因果檢驗滯后階數確定為3，格蘭杰因果檢驗結果如表5所示。

格蘭杰因果檢驗表明，即期匯率對數形式ln（e）與外國利率if互不為格蘭杰原因，本國利率id與外國利率if互不為格蘭杰原因，反映了我國資本項目處于半管制半開放的狀態，本國資產與外國資產之間不是完全可替代的。外國凈資產NFA是國內凈資產NDA的格蘭杰原因，即外國凈資產NFA的變化將會引起國內凈資產NDA的變化，表明我國央行對外匯市場干預操作進行了沖銷。反之，國內凈資產NDA不是國外凈資產NFA的格蘭杰原因，說明中央銀行在公開市場上實施了對內貨幣政策。外國凈資產NFA是本國利率id的格蘭杰原因，即期匯率對數形式ln（e）與本國利率id互為格蘭杰原因，外國凈資產NFA是即期匯率對數形式ln（e）的格蘭杰原因，表明我國的沖銷式干預操作將會引起即期匯率和本國利率id的變化。

另外，本文還利用脈沖效應函數對本國利率id，即期匯率e，外國凈資產NFA進行動態關系分析，圖5～7的橫軸均是沖擊作用的滯后期間數（月度）。首先考察外國凈資產NFA的變化對本國利率id的影響，如圖5所示，縱軸表示本國利率id的變化，實線表示本國利率id對外國凈資產NFA的脈沖響應函數，虛線表示正負1倍標準差的偏離帶。

圖5表明，外國凈資產NFA的變化對本國利率id產生正面的影響，即外國凈資產NFA的增加，致使本國利率id上升，與理論推導相符。其次，考察本國利率id的變化對即期匯率e的影響，如圖6所示，縱軸表示即期匯率e的變化，實線表示即期匯率e對本國利率id的脈沖響應函數，虛線表示正負1倍標準差的偏離帶。

圖6表明，本國利率id的變化對即期匯率e產生負面影響，即本國利率id的上升，致使即期匯率e升值，而接下來考察即期匯率e的升值是否會抵消中央銀行在外匯市場上干預本幣貶值的操作，如圖7所示，縱軸表示即期匯率e的變化，實線表示即期匯率e對外國凈資產NFA的脈沖響應函數，虛線表示正負1倍標準差的偏離帶。

圖7表明，外國凈資產NFA的變化對即期匯率e產生1～3個月的短期正面影響，即外國凈資產NFA的增加，致使即期匯率e短期貶值。因此，綜上所述，可以得出結論，由于本國利率id上升導致的本幣升值，并沒有抵消中央銀行原本在外匯市場上干預本幣貶值的操作，沖銷式干預短期來看是有效的。

脈沖響應函數

為了進一步說明沖銷式干預的有效性，考察即期匯率e與本國利率id、外國利率if、未來即期匯率f、國內凈資產NDA以及國外凈資產NFA之間的協整關系式，如表6所示，即期匯率e與外國凈資產NFA之間是正相關的，與理論推導相符。

根據以上所有的實證分析，基本可以得出結論，資產組合平衡理論在我國是成立的，沖銷式干預短期來看是有效的，并且，沖銷式干預雖然沒有引起基礎貨幣數量的變化，但使得本幣債券和外幣債券的供給發生了變化，從而將會引起利率的變化。

但是，資產組合平衡理論暗含了一個隱性假設，即沖銷是完全的。因此，引入沖銷系數的概念，檢驗沖銷是完全的假設。沖銷系數的值在[-1，0]的區間內，理論上沖銷系數為0時，表示完全不沖銷，即非沖銷式干預；沖銷系數為-1時，即完全沖銷；介于-1～0之間，為部分沖銷。由于我國外匯市場干預與沖銷等數據不對外公布，以及實證存在誤差等原因，因此，當沖銷系數接近-0.5，且滿足顯著性檢驗時，認為沖銷基本是完全的，滿足隱性假設。具體做法是構建本國利率id、外國利率if、未來即期匯率對數形式ln（f）、即期匯率對數形式ln（e）、國內凈資產NDA以及國外凈資產NFA的VAR模型，NDA與NFA滯后1期之間的系數即為沖銷系數，并利用AR根檢驗對VAR模型的穩定性進行檢驗。

根據上文，在本例中，當Johanson協整性檢驗滯后階數形式為（1，2）時，則VAR模型最大滯后階數為3，VAR模型的實證結果表明，NDA與NFA（-1）之間的系數為-0.467463，即沖銷系數為-0.467463，接近-0.5，而VAR模型的穩定性檢驗，結果如圖8所示。

AR根檢驗結果表明，VAR模型所有根模的倒數都小于1，即AR根都在單位圓內，因此VAR模型是穩定的，結果是有效的。

六、總結

綜上所述，通過Johanson協整性檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和VAR模型等實證分析，本文得出最終結論，在2007年9月至2015年7月期間，我國對外匯市場干預基本進行了沖銷且沖銷式干預是有效的，并且，在資本項目處于半開放的情形下，沖銷式干預的利率效應已經顯現。

因此，在未來資本項目進一步開放的同時，管理當局要協同推進人民幣國際化和浮動匯率制度，使資本項目開放，人民幣國際化，浮動匯率制度三者相互滲透，有機地互動，從而盡可能地減少對外匯市場的干預，貨幣政策的制定更多以國內經濟基本面為立足點，提高貨幣政策的獨立性。

最后，值得一提的是，在本文的實證研究中，利用了VAR模型測算我國的沖銷系數，VAR模型的缺點在于較難解釋內生變量之間的結構性關系，可以通過構建中央銀行的反應函數或聯立方程的結構模型等其他手段對沖銷系數進行測算。另外，在構建VAR模型測算沖銷系數時，僅僅選取了實證檢驗資產組合平衡理論時所用的變量，可以進一步地拓展，將宏觀經濟因素、貨幣因素、物價因素等納入VAR模型中，因此，如何更加精確地測算我國沖銷系數將是作者之后的研究方向。

注釋：

①

起始時間為2007年9月，這是因為，2007年8月12日，國家外匯管理局發布了《關于境內機構自行保留經常項目外匯收入的通知》，境內機構可根據經營需要自行保留其經常項目外匯收入，這意味著客戶強制結售匯制度正式推出歷史舞臺，經常項目下外匯供需由市場來決定，人民幣匯價的形成機制更加市場化。截止時間為2015年7月，這是因為2015年的“811匯改”，人民幣對美元中間價一次性貶值2%，是對人民幣匯價的直接調整，將有可能對統計結果產生影響。且這一期間人民幣國際化和資本項目開放進程也在穩步推進：2007年12月9日，國家外匯管理局發布《積極穩妥擴大QFII和QDII的通知》；2009年4月，在上海和廣東四城市開展跨境貿易人民幣結算試點；2010年7月，離岸人民幣市場在香港正式形成；2013年9月，上海自貿區成立，資本項目開放取得重大進展。2014年，滬港通正式啟動。可見，這一期間，人民幣匯價的形成機制不斷完善，資本項目管制逐步放松，部分滿足資產組合平衡的假設條件。

②其他國外資產指的是特別提款權和普通提款權，由于中央銀行的外匯市場干預基本不會引起貨幣黃金和其他國外資產數量的變化，并且，兩者在總國外資產中的比重很低，因此，用外匯儲備減去國外負債表示國外凈資產NFA。

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（責任編輯：寧曉青）