外匯沖銷政策有效性及效應分析

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模型的建立

參照Kumhof[8]的理論模型，將國際收支的動態變化過程分為兩個階段：1.國際收支平衡階段（t0階段，國際收入=國際支出）根據費雪方程式有：P0=M0V0/Y0（1）式（1）中的各變量表示：在t0階段，物價水平為P0，流通中的貨幣量為M0，貨幣流通速度為V0，社會總產出為Y0。2.國際收支盈余階段（t1階段，國際收入＞國際支出）在t1階段，國際收支順差余額Δƒ，t0階段的外匯儲備ƒ0，則此時央行外匯儲備ƒ1=ƒ0+Δƒ；若貨幣乘數為k，名義匯率為E，則貨幣供應量被動增加kΔƒE，設新增外匯占款以比率η流入商品和勞務市場，由此形成物價上漲壓力的外匯占款為η(kΔƒE)，代入式（1）有：P0+ΔP=（M0+ηkΔƒΕ）V1/Y1（2）式（2）中ΔP為t1階段由新增外匯占款引起的物價水平變化，假定貨幣流通速度內保持不變（V1=V0），且不存在外部沖擊（Y1=Y0），則有：ΔP=（ηkΔƒΕ）V0/Y0（3）式（3）表明，因為Δƒ＞0，所以ΔP＞0，即外匯儲備增加會產生通貨膨脹效應。

實證檢驗

1.外匯沖銷有效性設基礎貨幣量（MA）、外匯儲備變化量（Δƒ）、匯率（E）、貨幣供應量（M0）、貨幣乘數（k1）以及社會總產出（Y），樣本區間為以2002年第三季度到2009年第四季度的30個季度數據。其中，社會總產出采用國內生產總值來表示，貨幣沖銷吸收的貨幣量采用央行發行的票據凈值表示，見表1。（1）在30個樣本期間內，有21個季度的貨幣沖銷有效，說明央行實施的貨幣沖銷政策總體上是有效的，削弱了外匯儲備增加的通貨膨脹效應。（2）在樣本期間，貨幣沖銷彈性總體上在1和1.5之間。大于1的沖銷彈性說明央行在貨幣沖銷操作過程中并不需要全額沖銷，只需要進行部分沖銷就可達到抑制通貨膨脹的效果。原因在于央行實施貨幣沖銷政策會影響心理預期，進而影響其市場行為，在一定程度上抑制了通貨膨脹。2.外匯儲備與通貨膨脹（1）單位根檢驗采用ADF法對外匯儲備FR、商品零售價格指數RPI進行平穩性進行檢驗，結果見表2。表2單位根檢驗結果表2表明，LNFR、LNRPI在1%的水平接受原假設，說明存在單位根，是非平穩序列；一階差分在1%的顯著水平拒絕原假設，不存在單位根，具有平穩性。因此外匯儲備和商品零售價格指數都是一階單整。（2）協整檢驗用Engel-Granger的兩步檢驗法檢驗協整關系，選擇LNRPI對LNFR做最小二乘法回歸[9]，回歸結果為：LNRPI=4.175700+0.051462LNFRt=(96.578010)(10.562110)R2=0.766416=1.031126=111.558100回歸方程的殘差序列e的ADF檢驗如表3。殘差et-1前參數值在顯著水平1%下拒絕存在單位根的假設，表明殘差項是平穩的，因此商品價格指數與外匯儲備是（1,1）階協整關系，兩變量存在長期穩定的均衡關系。（3）基于回歸系數Johansen協整檢驗表4的Johansen協整檢驗表明跡統計量在95%的置信度下存在1個協整方程。表5的Johansen協整檢驗表明最大特征值統計量在95%的置信度下存在1個協整方程。以上跡統計量、最大特征值統計量在95%的置信度下，都存在1個協整方程。說明商品零售價格指數和外匯儲備之間存在著長期的穩定關系。正規化的協整向量系數如表6所示。在長期均衡中，協整方程可以寫成：LNRPI=0.022137LNFR+4.612655從協整方程來看，商品零售價格指數與外匯儲備之間存在著長期的穩定關系，協整檢驗得到的結論與外匯儲備增長同通貨膨脹正相關的結論相符。（4）Granger因果關系檢驗表7格蘭杰因果關系檢驗結果由表7可以看出：第一，當滯后階數為2時，外匯儲備與商品零售價格分類指數之間存在著單向因果關系，即外匯儲備的增加會引起商品零售價格指數的增加，但是結果并不十分顯著。第二，當滯后階數為3時，外匯儲備與商品零售價格分類指數之間存在顯著的單向因果關系，即外匯儲備增加會引起商品零售價格指數的增加，反之則不然。

央行實施貨幣沖銷政策總體上是有效的，在很大程度上削弱了外匯儲備增加的通貨膨脹效應。無論是基于回歸殘差序列的協整檢驗，還是基于回歸系數的Johansen協整檢驗，都說明我國外匯儲備和商品零售價格指數之間存在著長期協整關系，外匯儲備的增長會引起物價水平一定幅度的增長。由于對沖外匯儲備大幅增長所采取的沖銷政策具有很大的效力，在很大程度上沖銷了基礎貨幣量的大量投放，進而抑制了物價的大幅上漲。

本文作者：曲紅濤工作單位：上海寶鋼商貿有限公司