我国外汇干预信号渠道的有效性|渠道有效性分析

　　【摘要】 本文采用1999年7月—2010年12月我国外汇干预的相关数据分析了我国外汇干预信号渠道的有效性。实证结果显示：外汇干预对货币供应量、基础货币的影响显著，外汇干预可以发出将来货币政策的信号，从而影响外汇市场私人参与者的预期，私人参与者将会改变在外汇市场上的行为进而影响汇率。
　　【关键词】 外汇干预 信号渠道 VAR
　　一、引言
　　我国现行的人民币汇率制度是从1994年进行汇率制度重大改革以来逐步建立起来的，我国的外汇干预也是在这个制度背景下进行的。1994年汇率改革实现了经常项目下有条件的可自由兑换，人民币大幅贬值推动我国商品的大量出口，同时各级政府为了吸引外资，采取了大量的优惠政策，导致外商直接投资大幅攀升，使得国际收支出现持续大量的双顺差。国际收支双顺差在强制结售汇制度（2008年前）下，导致银行间外汇市场上外汇供过于求，人民币面临升值压力，中央银行为了维持人民币汇率的稳定，频繁干预外汇市场，主要方式是通过外汇公开市场操作买进外汇抛出人民币，通过投放等值的基础货币来吸纳外汇，这种单一方向的、大规模的外汇干预导致外汇占款迅速上升和基础货币大量投放。截至2010年底，外汇占款为22.58万亿元人民币。为了消除外汇占款对国内货币供应量的影响，中央银行从1994年开始采取了一系列外汇干预手段来降低外汇占款对国内货币供应量的影响，包括控制再贷款规模、回收再贷款、调整存款准备金率、公开市场操作、发行央行票据、调整存贷款基准利率等，这些冲销干预的有效性亟待研究。
　　二、文献回顾
　　国内外学术界对外汇干预传导渠道的研究主要集中在资产组合平衡渠道、信号渠道和微观结构渠道这三个渠道。信号渠道，是通过干预行为本身向市场上发出信号，表明政府的态度及可能采取的措施，以影响市场参与者的心理预期，从而达到实现汇率相应调整的目的。最早提出冲销干预信号渠道假设的是Mussa（1981），Mussa认为货币当局的外汇市场干预通过向市场提供新信息来影响汇率，货币当局比其他市场参与者拥有更多的信息，并且通过外汇市场的干预活动来传递这一信息。货币当局通过信号渠道进行冲销干预时，市场参与者观察到货币当局的行动后，改变了他们对汇率的预期，从而影响汇率走势。自从20世纪90年代初美国公布了每日的外汇干预数据后，出现了大量关于信号渠道的实证研究，研究主要集中在外汇干预是否有效、外汇干预与货币政策的关系、外汇干预与汇率波动率的关系三个方面。
　　1、外汇干预是否有效
　　Dominguez和Frankel（1993）设计了一个两方程模型以区分冲销性干预和非冲销性干预的资产组合效应和信号效应，认为通过资产组合平衡渠道和信号渠道的冲销干预都是有效的。Baillie和Osterberg（1997a）发现干预会影响30天远期汇率的风险溢价。Siklos和Weymark（2006）构造了政策引起的外汇市场预期改变的PICE指数（PICE，policy induced change in exchange market expectations）来估计冲销干预的有效性。指数定义式为：PICEt=1-■，其中，△q0t表示事前的外汇市场压力，△qwt表示事后的外汇市场压力，（△q0t-△qwt）表示一段时期内事前的外汇市场压力和事后的外汇市场压力的差异，PICE指数衡量的是通过干预减少的外汇市场压力占事前的外汇市场压力的比例。实证结果发现：冲销干预是有效的，干预对汇率预期存在显著影响。
　　2、外汇干预与货币政策的关系
　　Lewis（1995）研究1985—1990年间美联储的外汇干预与美国货币政策之间的关系，发现官方干预会导致未来货币政策信号的变化以及货币政策变化会导致逆风而动的干预。Bonser-Neal等（1998）发现1987—1994年间的数据显示过去两周的累积干预预示着将来联邦基金目标收益率的变化。但是也有研究显示外汇干预并不能预示美联储货币政策的变动，如Klein和Rosengren（1991）考察了1985年广场会议至1987年股市崩溃期间美联储每日外汇干预数据与再贴现率变动之间的关系，发现外汇干预并不能预示美联储货币政策的变动。Kaminsky和Lewis（1996）运用区间转换模型（regime switching model）检验货币政策的变化，发现1985—1990年间美联储的外汇政策走向与外汇干预所预示的方向相反，联邦储备银行实际上给市场传递了错误的信号。Fatama和Hutchison（1999）发现1989—1993年间的美元干预并没有预示将来货币政策的改变。
　　3、外汇干预与汇率波动率的关系
　　Humpage（1989）假定外汇干预只通过信号渠道影响汇率，采用1984年8月—1987年10月间美元对日元和美元对马克的每日汇率数据，将即期汇率对滞后两天的即期汇率、外汇干预对滞后两天的利差分别进行回归，结果显示外汇干预与未来汇率的波动之间不存在显著的相关关系。Bonser-Neal和Glenn Tanner（1996）分析1985—1991年间外汇干预对美元/马克、美元/日元事前波动率（Ex ante volatility）的影响，发现干预会增加汇率的事前波动率。Chang和Taylor（1998）利用1992年10月1日—1993年9月30日的每日数据，以及日本银行的干预数据，发现路透社披露干预信息前后美元/日元汇率波动率显著不同，干预的代理变量对汇率波动率的影响先于路透社信息30—45分钟。Baillie和Osterberg（1997）、Hung（1997）发现干预会增加汇率波动性。
　　国内学者对外汇干预的信号渠道有效性的实证研究很少，主要从理论上进行分析，如元惠萍等（2002）运用博弈论对预期途径进行解释；李天栋等（2005）认为在固定汇率制度下，当汇率预期出现，政府为维护汇率稳定进行干预，其实质是提供流动性。
　　三、外汇干预信号渠道的模型 　　信号渠道假设认为外汇干预会导致外汇市场上的交易者改变他们对未来货币政策的预期，因此需要考虑到外汇干预和货币政策变量之间的系统性关系。本文参照Lewis（1995）提出的模型。
　　考虑一个标准的资产定价模型：
　　et=（1-?兹）■?兹jE（ft+j｜t） （1）
　　其中，et表示汇率的对数，f表示“经济基本面变量”的对数， ?兹是贴现因子，在汇率的货币模型中，?兹=■，?琢是货币需求的利率半弹性（根据卡甘的货币需求函数：■=L（Y，i），其中， Md为货币需求，P为价格水平，Y为国民收入，i为利率水平，?酌表示货币需求的收入弹性，?琢表示货币需求的利率半弹性）。（1）式表明，现在的汇率取决于经济基本面变量现值和所有他们将来值的预期值，意味着即使经济基本面变量现值没有任何变化，如果关于经济基本面变量将来值的预期发生变化，即期汇率也将发生变化。
　　这里假定：ft=（mt-m?鄢t）+vt （2）
　　其中，mt和m?鄢t表示国内外的货币政策变量，vt表示货币当局无法控制的其他基本面因素。假定m?鄢t和vt是外生变量并且彼此之间不相关，可以看出，汇率取决于两个部分：第一部分依赖于将来国内的货币政策变量mt，另一部分依赖于国外的货币政策变量m?鄢t和vt，本文主要考虑国内货币冲击的影响，不考虑国外货币政策变量m?鄢t和货币当局无法控制的其他基本面因素 vt，即m?鄢t=0，vt=0，这样ft=mt。因为假定m?鄢t和vt与mt、外汇干预（nt）不相关，所以忽略国外货币政策变量m?鄢t和货币当局无法控制的其他基本面因素vt的影响，并不会对分析外汇干预（nt）和国内货币政策对汇率的影响。
　　假定国内的货币政策变量的变化△mt，受到滞后一期的国内的货币政策变量的变化△mt-1、中央银行外汇干预nt变化的影响，即：
　　△mt=?籽m△mt-1+?茁nt-k+ut（3）
　　这里，△是后向差分的操作因子，?籽m是货币政策变量的自回归系数，nt是t时期的中央银行外汇干预，?茁表示过去k阶段外汇干预的系数，如果中央银行通过外汇干预发出货币政策信号，则外汇干预将与货币政策的变化保持相关。
　　为了计算式（1）中汇率的预期需要知道外汇干预的表达式，跟上面一样假定外汇干预服从自回归形式，即：
　　nt=?籽nnt-1+?着t （4）
　　E（?着tut）。
　　对滞后k阶来说，外汇干预发出货币政策信号，则结合式（1）—（4）式汇率可以表示为：
　　et=mt-1+?啄m（△mt-?茁nt-k）+?茁?啄m■?兹jE（nt-k+j｜t） （5）
　　其中，?啄m为贴现因子，?啄m=■。
　　汇率取决于滞后1期的货币供给量、外汇干预导致的货币供给量变化的贴现值、所有将来期外汇干预的预期贴现值三个部分。（5）式表明当期的外汇干预根据外汇干预如何影响将来货币供给的预期来影响汇率，这个效应取决于参数?茁。如果 ?茁=0，则根据（3）式可以看出，外汇干预没有发出关于将来货币供给量变化的信号，这时（5）式中第三项显示外汇干预对汇率没有影响。考虑（j=1，k=1）的外汇干预对即期汇率的影响，则汇率可表示如下：
　　et=mt-1+?啄m△mt+?茁?兹?啄mnt （6）
　　?啄m=■，
　　显然，当期的外汇干预nt将发出信号从而影响汇率。
　　四、外汇干预信号渠道有效性的实证研究
　　1、外汇干预是否与国内货币政策有关
　　（1）变量选择。根据（3）式可知，外汇干预nt-k与当前的货币政策变量△mt以及滞后的货币政策变量△mt-1有关。选取的样本期间从1999年7月—2010年12月，共136个样本。货币政策变量选取广义货币供给量M2、银行间30天同业拆借加权平均利率和基础货币MB，基础货币MB采用人民银行资产负债表中的“储备货币”一项作为替代，货币政策变量取一阶差分，分别用△M2t、△it和△MBt表示，外汇干预采取外汇储备的月度数据，用nt表示，数据来自于中经网。
　　（2）外汇干预是否会引起将来国内货币政策的变化。①单位根检验。先对外汇干预nt、广义货币供应量△M2t、基础货币△MBt、银行间30天同业拆借加权平均利率△it进行平稳性检验。
　　从表1可以看出，四个变量在1%的显著性水平上都拒绝含有单位根的检验，变量是平稳的。②格兰杰因果检验。从检验结果看，从滞后1期到3期，外汇干预不是利率变动△it和基础货币变动△MBt的格兰杰原因，从滞后1期到4期，外汇干预是货币供应量变动△M2t的格兰杰原因，滞后4期，外汇干预是基础货币变动△MBt的格兰杰原因，说明外汇干预会引起国内货币政策的变动。
　　（3）国内货币政策是否会引起将来外汇干预的变化。从表3可以看出，从滞后1期到3期，货币供应量变动△M2t是外汇干预的格兰杰原因，利率变动△it和基础货币变动不是外汇干预的格兰杰原因，不包含外汇干预的信息。
　　总的来说，外汇干预与货币政策变量之间存在稳定的关系，格兰杰因果检验表明，外汇干预是货币供应量变动△M2t、基础货币变动△MBt的格兰杰原因，货币供应量变动△M2t是外汇干预的格兰杰原因。
　　（4）外汇干预与国内货币政策的关系。①外汇干预nt-k与广义货币供给量M2的关系。对△M2t、△M2t-1、nt-k进行一阶自回归，回归方程式如下：
　　△M2t=?籽?赚2?鄢△M2t-1+?茁?赚2?鄢nt-k+ut （7）
　　根据格兰杰因果检验，k取1。
　　从表4可以看出，外汇干预nt-1的变化与广义货币供应量变动△M2t、广义货币供应量变动的一期滞后△M2t-1的变化同向，当中央银行买入外汇抛出本币进行外汇干预时，外汇市场上外汇的供给减少，本币供给增加。外汇干预nt-1的系数?茁?赚2显著，说明中央银行进行外汇干预时，会引起货币供应量的改变，如外汇干预力度加大时，外汇储备增加，货币供应量会随之增加，这与我国的事实相符。②外汇干预nt-k与银行间30天同业拆借加权平均利率it的关系。对△it、△it-1、nt-k进行一阶自回归，回归方程式如下： 　　△it=?籽i?鄢△it-1+?茁i?鄢nt-k+ut （8）
　　根据格兰杰因果检验，k取1—3。
　　从表5可以看出，k=1，2，3时，外汇干预nt-k的变化与△it、△it-1 的变化同向，且?茁i都不显著，这与理论不符，因为当中央银行买入外汇抛出本币进行外汇干预时，外汇市场上外汇的供给减少，本币供给增加，将导致银行间30天同业拆借加权平均利率的下降，说明外汇干预对利率的影响不显著，这与格兰杰因果检验的结果一致。③外汇干预nt-k与基础货币MBt的关系。对△M2t、△MBt-1、nt-k进行一阶自回归，回归方程式如下：
　　△MBt=?籽?赚B?鄢△MBt-1+?茁?赚B?鄢nt-k+ut （9）
　　根据格兰杰因果检验，k取1—4。
　　从表6可以看出，k=1，2，3，4时，外汇干预nt-k的变化与△MＢt、△MBt-1的变化同向，与理论相符，并且系数?茁MB都是显著的，说明外汇干预对基础货币的影响显著。
　　综合以上，外汇干预对货币供应量、基础货币的影响显著，外汇干预可以发出将来货币政策的信号，影响私人参与者的预期，私人参与者将会改变在外汇市场上的行为进而影响汇率。
　　2、外汇干预与国内货币政策、汇率的关系
　　（1）变量选择。根据（6）式可知，外汇干预nt-k与当前的汇率et、货币政策变量△mt以及滞后的货币政策变量mt-1有关。货币政策变量选取广义货币供给量M2、银行间30天同业拆借加权平均利率和基础货币MB，对3个变量分别进行一阶差分，分别用△M2t、△it和△MBt表示；外汇干预采取外汇储备的月度数据，用nt表示；汇率采取人民币对美元加权平均汇率，进行一阶差分，用△et表示。
　　（2）格兰杰因果检验。从检验结果看，从滞后1期到2期，汇率变动是外汇干预变动的格兰杰原因，滞后1期，外汇干预不是汇率变动的格兰杰原因，滞后2期时，外汇干预是汇率变动的格兰杰原因，说明外汇干预会引起汇率的变动。
　　从检验结果看，从滞后1期到2期，利率变动是汇率变动的格兰杰原因，基础货币变动不是汇率变动的格兰杰原因，滞后1期，广义货币供应量变动是汇率变动的格兰杰原因，说明我国货币政策的变动会引起汇率的变动。
　　（3）外汇干预与国内货币政策、汇率的VAR回归。从上面的分析可知，国内货币政策变量的变动、外汇干预的变动是汇率变动的格兰杰原因，可以用VAR模型来分析三者之间的关系。根据格兰杰因果检验的结果，选择VAR（2）进行回归，内生变量为?荭et、?荭M2t、?荭MBt、?荭it和nt，用矩阵形式描述VAR模型为：
　　nt?荭et?荭M2t?荭MBt?荭it=a1a2a3a4a5+b11b12……b1jb21b22……b2jb31b32……b3jb41b42……b4jb51b52……b5jnt-j?荭et-j?荭M2t-j?荭MBt-j?荭it-j+?着1t?着2t?着3t?着4t?着5t
　　j取2，结果如下：
　　?荭et=0.426634?鄢?荭et-1+0.259741?鄢?荭et-2+1.69E-06?鄢nt-1-4.49E-06?鄢nt-2+
　　（4.76909?鄢） （2.91203?鄢） （0.95870） （-2.57104?鄢）
　　7.57E-07?鄢?荭M2t-1-5.77E-07?鄢?荭M2t-2+0.003237?鄢?荭it-1-0.003704?鄢?荭it-2
　　（1.49244） （-1.13680） （1.17063） （-1.34717）
　　-1.32E-06?鄢?荭MBt-1+1.37E-07?鄢?荭MBt-2
　　（-1.76669） （0.18211）
　　R2=0.529006
　　括号里表示t统计量，?鄢表示5%的显著性水平下拒绝原假设。从上面表达式可以看出，外汇干预nt-k的系数很小，说明外汇干预对汇率的影响很小，滞后2期的外汇干预的系数显著，且小于0，说明外汇干预采取的是逆风向的干预措施。
　　（4）脉冲响应函数。格兰杰因果检验结果显示，外汇干预、利率变动、广义货币供应量变动是汇率变动的格兰杰原因，所以分别观察汇率对外汇干预、利率变动、广义货币供应量变动一个正的冲击的响应，以及外汇干预对汇率变动一个正的冲击的响应。如图1所示，横轴表示冲击作用的滞后期数，（a）（b）（c）中纵轴表示汇率，（d）中纵轴表示外汇干预，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
　　从（a）（b）（c）可以看出，给外汇干预、广义货币供应量的变动、利率的变动一个正的冲击后，汇率会上升，即本币贬值，分别在第2期、第5期、第2期达到最大后开始向下运动，最终汇率会下降，本币升值，再慢慢上升收敛于0。说明外汇干预、广义货币供应量的变动、利率的变动首先会引起本币的贬值，之后会引起本币的升值。外汇干预、广义货币供应量的变动对汇率的影响时间较长，可以持续15期左右，而利率变动对汇率的影响时间只有8期左右就渐渐消失。从（d）可知，给汇率变动一个正的冲击后，外汇干预会随之增加，在第2期达到最大后，立即反向向下，第4期开始趋于0。
　　（5）方差分解。方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，从而给出模型中的变量产生影响的每个随机扰动项的相对重要性的信息，通过方差分解得到图2。
　　从图2可以看出，广义货币供应量的变动、利率的变动、基础货币的变动对汇率的影响都比较小，在2%左右，外汇干预对汇率的影响较大，在8%左右，汇率对其自身的贡献度在85%以上。
　　五、结论
　　第一，外汇干预可以发出将来货币政策的信号。协整检验显示外汇干预与广义货币供应量、基础货币、银行间30天同业拆借加权平均利率等货币政策变量之间存在长期稳定的均衡关系。格兰杰因果检验显示外汇干预对货币供应量、基础货币的影响显著，外汇干预可以发出将来货币政策的信号，影响私人参与者的预期，私人参与者将会改变在外汇市场上的行为进而影响汇率。 　　第二，使用VAR模型分析国内货币政策变量的变动、外汇干预的变动和汇率变动三者之间的关系，发现滞后2期的外汇干预对汇率有影响，但是影响很小且小于0，说明央行采取的是逆风向的干预措施。由于我国央行没公布过外汇干预量，外汇干预透明度相对较低，因此虽然冲销干预通过信号渠道对汇率有一定影响，但是影响有限。格兰杰因果检验和方差分解显示，广义货币供应量的变动、利率的变动、基础货币的变动都会影响汇率，但是影响程度较小，汇率主要是由其自身的变动决定。
　　（注：本文仅代表个人观点，与单位无关。）
　　【参考文献】
　　[1] Mussa Michael：The Role of Official Intervention[R].Group of Thirty Occasional Paper，1981（6）.
　　[2] Dominguez， K.M.，and Frankel，J.A.：Does foreign exchange intervention matter？The portfolio effect[J].American Economic Review，1993b，vol 83 No 5，December 1993.
　　[3] Baillie，R. and Osterberg，W.：Central Bank Intervention and Risk in the Forward Market[J].Journal of International Economics，1997a，43（3-4）.
　　[4] Siklos.Weymark：Measuring the impact of intervention of exchange market pressure[R].working paper，2006.
　　[5] Lewis，Karen K.：Are Foreign Exchange Intervention and Monetary Policy Related，and Does It Really Matter[J].Journal of Business，1995，vol. 68，no.2.
　　[6] Bonser-Neal，C. and Tanner，G.：Central Bank Intervention and the Volatility of Foreign Exchange Rates：Evidence from the Options Market[J].Journal of International Money and Finan
　　ce，1996，15（6）.
　　[7] Klein，Michael W.and Eric Rosengren：Foreign exchange intervention as a signal of monetary policy[R].New England Economic Review，May/June 1991.
　　[8] Graciela L.Kaminsky，Karen K.Lewis：Does Foreign exchange Intervention Signal Future Monetary Policy[J].Journal of Monetary Economics，1996，37（2）.
　　[9] Humpage， O.：On the effectiveness of exchange market intervention[R].Federal Reserve Bank Of Cleveland，1989.
　　[10] Bonser-Neal，C. and Tanner， G.：Central Bank Intervention and the Volatility of Foreign Exchange Rates：Evidence from the Options Market[J].Journal of International Money and Finance，1996，15（6）.
　　[11] 元惠萍、陈浪南、黄洵：外汇干预传导的预期途径分析[J]．预测，2002（6）.
　　[12] 李天栋、许少强、朱奇：FDI的流向、汇率预期的自我强化与冲销式干预的有效性[J].世界经济，2005（7）.
　　（责任编辑：丁一）

推荐访问:干预 外汇 信号 有效性