中国外汇市场压力和中央银行的干预程度_一个经验分析_朱杰

中国外汇市场压力和中央银行的干预程度:

一个经验分析

朱　杰*

内容提要　本文回顾了关于外汇市场压力的定义和测度方法的理论文献,根据外汇市场压力一般定义与模型分析方法,推导反映一国经济外部非均衡的外汇市场压力指数(EMP)以及中央银行干预指数X的测度方程式。利用1994-2002年的季度数据以及两阶段最小二乘法估计出联立方程组的结构参数,计算中国的外汇市场压力和中央银行干预指数,探讨了1994年汇率并轨以来人民币外汇市场压力的变化趋势,中央银行外汇市场干预的程度以及模型分析的适用性。

关键词　外汇市场压力指数　中央银行　外汇市场干预

根据国际收支余额的货币分析法,本国居民对商品和证券的超额供给(以经常账户和资本账户表示)将引致对本币的超额需求,这种国际市场上对本币的超额需求总额就是外汇市场压力(ex-changemarket

pressure,EMP)。Weymark

(1995)认为,EMP作为度量外部非均衡的指标,一般不能直接观察到。如果本币自由浮动,EMP表现为汇率的变动;如果实行固定汇率,EMP表现为外汇储备/国内信贷的变动;在中间汇率安排下,EMP可由汇率变动、外汇市场/货币市场干预的线性组合来测度。

1994年中国汇率并轨,实行有管理的浮动汇率制,中央银行的干预在保证人民币汇率的稳定性方面发挥了重要作用。在中国已加入WTO的今天,实行更具弹性的汇率安排是大势所趋,然而考虑到外汇市场缺乏深度,汇率的过度波动可能对国内物价水平和对外贸易产生负面影响,这就要求中央银行了解本币的市场供求情况以及真实的长期均衡价值,有效地调节汇率,使之趋于均衡。从EMP的角度看,这一问题包含两个层面:

*一是如何测度本币的EMP,二是如何测度消除EMP的有效性。本文根据Weymark(1995)提出的EMP一般定义与模型分析方法,利用1994-2002年的经验数据计算人民币汇率并轨以来中国的EMP和X指数,对于深入分析中国经济外部非均衡的变化趋势和中央银行干预的有效性、实现经济的内外均衡具有重要的现实意义。

一、主要文献回顾

Girton和Roper(1977)在其开创性的研究

中,将EMP定义为必须通过改变汇率或者外汇储备来消除的国内货币市场的失衡程度(假设本国中央银行不会通过改变国内信贷来影响汇率)。他们使用相互依存的大国模型框架,推导出EMP关于货币模型的测度表达式,再以此量化中央银

*朱杰:南京大学金融学系　210093　南京市汉口路22号　电子信箱:jie_99@http://www.77cn.com.cn。

作者感谢两位匿名审稿人的批评与建议。

朱　杰　　

行为实现合意的汇率目标所必需的外汇干预规模。限于模型的形式,他们的测度方程式仅仅是汇率和外汇储备两者变动百分比的简单相加。在Connolly和DaSilveira(1979)将EMP的度量扩展到小国开放经济模型之后,Girton和Roper的思想被广泛应用于各国关于国际收支货币方法的经验研究中,如Burdekin和Burkett(1990)、Hac-che和Townend(1981)、Kim(1985)、Mah(1995、1998)、Modeste(1981)、Pollard(1999)、Wohar和Lee(1992)。

沿着Girton和Roper的理论思路,Roper和Turnovsky(1980)运用随机的小型开放经济IS-LM模型,将对本币的国际超额需求(即EMP)量化为汇率变动和基础货币变动两者不等权重的线性组合。他们假设本币的超额需求可以被汇率的变动、外汇储备的变动或国内信贷的变动所吸收,并且引入了中央银行的政策反应函数——中央银行在外汇市场/货币市场上的干预规模取决于汇率偏离长期均衡水平的程度。

然而,以上文章都未提出EMP关于中间汇率制度的定义,也未推导出与所用模型相一致的测度方程式。Weymark(1995)率先给出EMP的一般定义,并据此构建了模型依赖(model-depen-dent)的EMP指数。她的主要观点是将EMP的计算过程当作在t期的测度实验(measurementexperiment):给定当期执行的干预政策,计算出外部非均衡的实际大小,关于预期和随机扰动的所有信息都已包含在用于化解外部非均衡的变量(汇率和外汇储备)的变动之中。之后她又进一步拓展了该方法的一般适用性,将EMP的一般定义运用于Girton和Roper、Roper和Turnovsky的结构化模型,分别推导出相应的EMP计算方程式(Weymark,1998)。Girton和Roper(1977)、Roper和Turnovsky(1980)以及Weymark(1997a、1997b、1998)计算的指数都依赖于所用模型。Eichengreen等人(1995)指出模型依赖性并不能引致合意的EMP指数,因为汇率的宏观经济模型在短期和中期的经验解释能力很低。他们根据Girton和Roper的思路从化解EMP的途径着手,提出了投机压力(表现为EMP)的非模型依赖

(model-independent)测度,即国内外利率差的变

动,双边汇率的变化百分比以及本国中央银行外汇储备的变化百分比的线性组合,选择权重的标准是使这三者的条件波动性(conditionalvolatili-ty)相等。

针对Eichengreen等人的观点,Weymark(1998)认为,既然观察到的汇率变动、中央银行外汇储备变动和利率差的变动都取决于中央银行的干预行为以及宏观经济结构,那么用以平滑波动性的权重并不能确保投机压力指数中的三个部分是等价的,因此,他们提出的指数在任何模型中都不是投机压力的准确度量。同时她指出,结构化模型在预测汇率方面的不佳表现主要是因为对市场参与者预期的形成过程缺乏了解、无法准确地对该过程建模,但这并不妨碍我们使用结构化模型构建合意的指数。这是因为:Weymark的方法将EMP的计算定义为测度实验,其中预期是由实际执行的汇率政策引致的,从而在一般意义上不需要设定预期形成的过程,关于预期的所有相关信息早已包含在用于消除外部非均衡的变量(汇率和外汇储备)的相应变动之中。

二、一般定义与基本模型

本节根据Weymark(1995)提出的EMP一般定义和模型分析方法,推导出与模型一致(model-consistent)的EMP和干预指数X的测度方程式,并分析其经济学含义。

(一)EMP的一般定义

Weymark(1995)在文章中阐明了不依赖于模型的EMP一般定义:EMP度量的是在给定由实际执行的汇率政策所产生的预期时,以汇率变动值表示的国际市场上对某一货币的超额需求总额。这种超额需求,是在没有外汇市场干预的情况下,汇率需进行相应变动以消除的超额货币需求。也就是说,EMP的大小,就是当中央银行意外地放弃在外汇市场或货币市场上的干预时所出现的汇率变动值的大小。因此,由于在汇率自由浮动条件下生成的预期不同于干预政策实际执行后的预期,通常情况下EMP并不等于自由浮动汇率制

6

中国外汇市场压力和中央银行的干预程度:一个经验分析度中汇率的变动值,相反,EMP往往与外部非均衡的规模联系紧密。

EMP的一般性定义有两个重要特征:首先,这种非模型依赖的概念将EMP定义为国际市场上对本币的超额需求,因而可广泛应用于汇率决定的货币方法之外的其他模型,推导出与模型相一致的测度方程式。其次,由于该定义测度的是在干预政策实际执行后的预期下产生的本币超额需求,它度量的是真实的外部非均衡,而不是在完全自由浮动条件下可能会出现的外部非均衡。由于EMP的定义要求预期在计算当期外部非均衡大小(根据内生变量的变动值)的时候不变,因此通常无需了解预期是如何形成的,关于预期的所有相关信息早已纳入用以化解本币超额需求的变量的相应变动之中(给定当期实际执行的干预政策)。这意味着我们在计算EMP指数时不必求得预期的封闭形式解(closed-formsolutions),也不必确定宏观经济随机扰动的性质。

在中间汇率制度下,EMP指数可由汇率、外汇储备/国内信贷的变动值计算得到。然而,外汇储备和国内信贷变动的货币单位并不等同于汇率变动的单位,必须将其转换为等价的汇率单位以获得具有相同公度(commensurable)的外部非均衡指标。在不考虑中央银行通过货币市场进行间接干预的情况下,EMP指数的方程式¹可由(Ⅰ)式表示:

EMPt=$et+G$rt

(Ⅰ)

其中$et、$rt分别为汇率变动和外汇储备变动,G为转换系数,将外汇储备的变动转换为等价单位的汇率变动。由于假设中央银行试图平抑汇率波动,即当本币面临超额需求(EMP为负)时买入国外债券,当本币面临超额供给(EMP为正)时卖出国外债券,在这种逆向的干预政策下,转换系数G必然为负数。反映中央银行干预程度的干预指数X可用EMP被干预政策所化解部分的比重来度量,如(Ⅱ)式:

tt

(Ⅱ)Xt=EMPt=tt由于转换系数G无法直接观察到,必须通过估计模型的结构参数计算而得。因此,为推导出关

*¹

于EMP和X指数的测度方程式,就要设定开放

经济模型的基本框架。

(二)基本模型与测度方程式

假设市场参与者都具有理性预期,汇率的即期变动、所有内生变量、外生变量的过去取值以及模型的结构,对于所有市场参与者而言都是公共知识。一方面,考虑到当前中国的货币调控手段仍以调节货币供应量为主,假设中央银行的货币政策工具是基础货币(货币供应量);另一方面,货币市场规模不大、供中央银行在货币市场上进行冲销的短期金融工具品种较少,不妨假设中央银行对外汇市场干预不予冲销。以下采用一个直观的经验模型,运用理性预期和方程组求解的克莱姆法则(Cramer'srule)推导出EMP的模型一致测度方程式。基本模型由对数线性方程(1)-(6)构成,“$”为差分算子,“E”为预期算子。

$mdt=B0+$pt+B1$yt-B2$it

*

0+A1$pt+A2$et$pt=A

(1)(2)(3)(4)(5)(6)

$it=$it+Et($et+1)-$et$mt=$dt+$rt

t$et$rt=-Qs

*

$mt=$mt

ds

其中mt为货币存量(上标s、d分别代表供给和需求),pt(pt)为国内(国外)价格水平,yt为扣除物价因素后的实际国内收入,it(i*t)为国内(国外)短期利率水平,et为用直接标价法表示的汇率水平(单位外币的本币价格),dt为国内信贷,rt为

外汇储备,Qt为中央银行汇率政策的反应系数,A1为国内价格水平的国外价格弹性,A2为国内价格水平的汇率弹性,B1为货币需求的收入弹性,B2为货币需求的利率弹性。

方程(1)为货币需求方程,其中实际货币需求的变动与实际国内收入的变动正相关,与国内利率的变动负相关。假设国内收入和国外价格水平

如果中央银行不仅在外汇市场进行直接干预,而且在货

*

币市场上改变国内信贷间接影响汇率,则EMP表达式为:EMPt=$et+G($rt+K外汇储$dt),其中$e、$rt、$dt分别为汇率变动、备变动和国内信贷变动,K表示国内信贷的变动中用于间接干预的比例,G为转换系数(Weymark,1997a)。

朱　杰　　

的变动是外生的。方程(2)为价格方程,国内通货膨胀受国外通货膨胀和汇率变动的影响。当A0=0,且A1=A2=1时,相对购买力平价成立。方程(3)假设非抵补的利率平价(UIP)成立,市场参与者是风险中性的、金融资产完全替代。Et($et+1)表示在t期可得信息的基础上,对t+1期汇率变动的预期值。方程(4)说明货币供给的变动可由国内信贷或外汇储备(假设以国外债券的形式持有)的变化引起,为简化分析,假设货币乘数不变,不考虑货币乘数的变化对EMP和中央银行干预效果的影响。根据方程(5),中央银行针对汇率的即期变动所采取的干预政策直接影响外汇储备,随时间改变的反应系数Qt代表中央银行的汇率政策:在自由浮动汇率制下,Qt趋于0,而在固定汇

t趋于无穷大。一般来说,中央银行通过率制下,Q

买入国外债券($rt>0)来应对本币升值($et<0)

外生向量Xt替换系数矩阵A(L)的第三列,所得的新系数矩阵记为A′(L),其行列式记为Dj,有:

**

0-A1$pt+B2$itDj=$dt-B0-B1$yt-A

=-EDCt(12)(12)式定义了由t期外生变量引致的对本币

的超额需求EDCt(excessdemandforcurrency),包括:t期的外部经济扰动,如外国利率和价格水平;国内经济变量的扰动,如收入和货币流通速度;以及预期冲击,即人们对汇率变动预期的变化。EDCt前面必须加负号,这是因为超额需求使本币升值,而升值表现为汇率的负向变动。

根据克莱姆法则,可由模型解得$et:

jt

=(13)D22t2

将上式两边同乘以行列式D,再根据当期可$et=

得的信息取预期,得到随机一阶线性差分方程:-B2Et($et+1)+(Qt+A2+B2)$et=-EDCt

(14)

求解$et,得:$et=

[-EDCt+B2Et($et+1)]

t22

(15)

将(15)式向前递归,有:

$et=×{EDCt

t2

2

2

+EtEDCt+1+Et×

Qt+1+A2B2B2B2

EDCt+2

t+122t+222

+…}

=∑Et(DiEDCt+i)t22i=0

1,　　　　　　i=1Di=

i

∞

压力,通过卖出国外债券($rt<0)来应对本币贬值($et>0)压力,这种逆向操作的汇率政策决定

t≥0。了中央银行的反应系数非负,º即$Q最后,

方程(6)假设货币市场出清。

现在根据联立方程组求解汇率水平的变动值。暂略去预期算子,方程(1)-(6)可写为:

(7)A(L)Zt=Xt

L表示滞后算子,系数矩阵A(L)定义为:

1-B20-A(L)=

1

-A2

-1

01(1-L)000Qt1

Zt是由内生变量组成的向量,定义为:Zt=[$pt　$it　$et　$rt]

T

(8)

(9)

(16)

Xt是由外生变量构成的向量,定义为:

x1,t$dt-B0-B1$ytXt=

x2,tx3,t

=

A0+A1$p$i*t

*

t

(10)

(17)2

,i≥1∏t+k22k=1其中Di为折现因子。(16)、(17)式表明,汇率的即期变动取决于即期的外汇干预(通过反应系

º当然,如果中央银行在本币早已升值($et<0)的情况下

x4,0

以上线性方程系统中的每一个内生变量都可通过克莱姆法则解得,但我们关心的是$et的求解。记系数矩阵A(L)的行列式为D,有:

D=ûA(L)û=A2+B2+Qt-L

-1

B2(11)

仍然卖出国外债券($rt<0),加大本币升值幅度;或者在本币早已贬值($et>0)的情况下依然买入国外债券($rt>0),放大本币贬值程度,则有$Qt<0。

注意到$et是内生向量Zt的第三个分量,以

6

中国外汇市场压力和中央银行的干预程度:一个经验分析

t)以及市场参与者对(外生)基础变量和反应数Q

系数未来取值的预期。

债券来平抑本币的升值/贬值压力,此时0<Xt<1。在区间(0,+∞)之外,如果-(A2+B2)<Qt<0,则Xt<0,表明中央银行的干预行为放大了已有的EMP。也就是说,中央银行相对于没有外汇干预时的浮动汇率值积极地贬值(升值)本币,但此时本币由于面临超额供给(需求)压力而早已贬值(升值)。如果Qt<-(A2+B2),则Xt>1,表明中央银行具有强烈的扭转EMP(汇率运动方向)的意图,相对于没有外汇干预时的汇率运动轨迹,此时的汇率沿着反方向变动,意味着中央银行可能在维持已设定的汇率目标,或者中央银行对于当期

汇率变动的矫枉过正了。

从观察到的汇率变动值计算外部非均衡的大小时,预期的未来汇率政策就已确定,因此,不论中央银行是否在t期执行外汇市场干预,都不影响市场参与者对反应系数取值的预期。预期的未来汇率政策(即反应系数Qt)包含在时变(time-varying)折现因子Di中,可以改变-∑Et(DiEDCt+i),从而影响t期对本币的超额需求总额(EMPt)。

考虑到EMPt在数量上等于在t期用于消除本币超额需求的汇率变动$et和外汇储备变动$rt两者加权平均和,将(16)式按照(Ⅰ)式的右半边重新整理,再把(5)式带入,则t期对本币的(外生)超额需求总额(给定由实际执行的汇率政策所产生的预期)可重写为:

∞

(A2+B2)$et-$rt=-

∑E(DEDC

t

i

i=0

t+i

)(18)

(18)式的右半边本身就是EMP的度量,为了将外汇储备(外汇干预)的变动转换为等价的汇

2+B2),即得t期的率变动值,等式两边同除以(A外汇市场压力指数EMPt:

图1　中央银行的干预指数Xt与汇率政策

反应系数Qt的函数关系

EMPt=$et-$rt(19)A2+B2

其中转换系数-1/(A2+B2)记为G,保证了外汇市场压力指数的模型一致性。EMP指数作为衡量一国外部非均衡程度的指标,反映该国货币面临的调整压力。若EMPt<0,表明本币面临升值压力;若EMPt>0,说明本币承受着贬值压力。

根据(Ⅱ)式,t期中央银行的干预指数Xt可由(19)式得到:

t$rt

Xt=2=2+B2)$et(A+B2)EMPt$rt-(A

Qt

=(20)t22

干预指数Xt与反应系数Qt的函数关系如图1所示。若Qt=+∞,说明中央银行通过外汇市场干预维持固定汇率,此时Xt=1;若Qt=0,说明中央银行允许汇率自由浮动,此时Xt=0,任何已有的超额需求都必须由私人市场力量吸纳;若0<Qt<+∞,中央银行实行中间汇率制,通过买卖国外

*三、数据与方法

(一)数据

我们选取1994年人民币汇率并轨后的季度数据进行模型检验和分析,样本区间为1994年第1季度到2002年第3季度,共35个样本点。1994

-2001年的样本数据来自《国际金融统计》,2002年最新数据引自国家统计局(http://www.77cn.com.cn),以及《中国经济景气月报》各期。

货币供应量选择M2,这是因为M1易受到流动性偏好、通货膨胀等因素的影响,而M2的变动由整个银行系统资产总量的变动决定,可反映货币存量的长期趋势。外汇储备R和国内信贷D的变动构成了货币供应量变动的主要来源。国内、国外价格水平pt、p*t分别以国内、世界的消费价格水平表示。GDP为当季发生数(即用本季的当年

朱　杰　　

累计数减去上季的当年累计数),利用各年的GDP平减因子(1995=100)对以现价表示的GDP季度数据进行调整,得到以1995年价格计算的实际GDP,再运用CensusX11方法剔除掉序列中的季节变动因素。为了综合衡量人民币相对于其他货币汇率的平均变化,人民币汇率按中国贸易伙伴国的贸易额权重加权平均,计算得到名义有效汇率NEER(1995=100)。利率i选用7天的银行同业拆借利率,能够比较充分地反映社会资金的供求信息,其中1994-2001年的数据引自谢平、罗雄(2002),最新数据引自中国人民银行网站(http://www.77cn.com.cn)。国外利率i*t采用7天的美元LIBOR。

(二)计量方法

经济时间序列的非平稳性,往往会造成最小二乘法的回归结果出现伪回归。首先,分别进行ADF(AugmentedDickey-Fuller)和PP(Philips-Perron)单位根检验,前者选择滞后阶数(laggeddifference)的标准是尽可能地消除残差的序列相关;后者根据Newey-West过程选择截断滞后(truncationlag)q=3。我们使用最为一般的数据生成过程和估计模型(既有常数项也有趋势项),对于趋势项显著的则保留趋势项,否则进一步检验常数项是否显著;常数项显著的就保留,否则进一步检验既无趋势项又无常数项的模型。如果对变量水平值的检验拒绝了存在单位根的零假设,则序列为平稳的;否则取一阶差分再进行单位根检验直到拒绝零假设为止,相应的差分次数就是变量的可积阶数。

其次,对结构化方程的参数进行估计。由于方程(1)-(6)的右边不仅有外生变量也有内生变量,这意味着方程中的某些回归因子,即方程式右边的内生变量与扰动项相关,从而普通的最小二乘法会产生偏差。为克服模型的联立性(simul-taneity)和过度识别(over-identification)问题,如果可以从简化式模型得到结构式参数的值,则该方程是可以识别的。若方程的结构式参数具有多个取值,则它就是过度识别的(平狄克和鲁宾费尔德,1999,中译本)。

我们选用两阶段最小二乘法(Two-stage

(一)单位根检验

为了消除时间序列中的趋势,使进行回归分析的数据具有相同的公度,模型中的相关变量采用原始数据的逐期增长率进行分析。本文所有计算均使用E-views软件,单位根检验的结果见表1。由表1可知,所有变量都在5%以上的显著水平拒绝含有单位根的零假设,序列为I(0)过程。

(二)结构参数的TSLS估计

要得到与模型一致(model-consistent)的EMP和X指数,必须估计本国物价水平的汇率弹性A2和货币需求的利率弹性B2,以计算实际的转换系数G=-1/(A2+B2)。首先将模型的先决变量,即所有内生变量、外生变量的滞后一期值以及所有外生变量的当期值,对内生变量逐一回归,从中选出统计显著的回归因子作为工具变量(限于篇幅,回归系数显著性与拟合优度从略):$pt-1,$et-1,$it-1,$rt-1,$yt,$pt,$dt。

然后分别对货币需求方程和价格方程进行TSLS回归,结果见表2,其中参数估计值的符号与理论模型相一致,A1、2、AB1、B2在统计意义上几乎都显著地异于零,货币需求方程与价格方程的拟合优度分别为0.91和0.86。在分别纠正了服

6*

LeastSquares,TSLS)估计结构参数。在第一阶段,首先构造一组与扰动项不相关的工具变量,利用工具变量分别对方程式右边每个内生变量进行回归,得到这些变量相应的拟合值。在第二阶段,将原方程等号右边的内生变量替换为上阶段得到的拟合值,再对原方程回归估计。这样,TSLS利用从联立方程的定义式中获得的信息,得到每一个结构参数的惟一估计值。

选择工具变量是参数估计的关键:既要与解释变量相关,又要与扰动项不相关,以消除方程右边的内生变量与扰动项之间的相关性。为慎重起见,先把所有内生变量、外生变量的滞后一期值以及所有外生变量的当期值看做潜在的工具变量,将其作为回归因子对所有内生变量一一回归,其中统计显著的回归因子就是有效的工具变量。

四、结果

中国外汇市场压力和中央银行的干预程度:一个经验分析

表1

ADF检验

检验类型(C,t,L)

$mt$pt$et$it$rt$yt$p*t$it*$dt

(C,0,4)(C,0,3)(0,0,2)(0,0,1)(C,0,2)(C,t,3)(C,0,3)(0,0,3)(C,0,1)

检验统计量-2.9730-6.9393-2.2251-1.9746-4.6970-4.8078-3.7311-4.1946-4.5124

临界值-2.9665*-3.6576*-1.9521*-1.9514*-3.6496*-4.2826*-3.6576*-2.6423*-3.6496*

*****

单位根检验

PP检验

检验类型(C,t,L)

*

检验统计量-4.1064-2.5083-4.5823-2.7836-3.1436-5.4345-3.5580-2.8378-5.3522

临界值-3.5514*-1.9510*-2.6344**-2.6321**-2.9499*-4.2505**-2.6321**-2.6344**-3.6422**

(C,t,3)(0,0,3)(0,0,3)(0,0,3)(C,0,3)(C,t,3)(0,0,3)(0,0,3)(C,0,3)

说明:1.检验类型中的C和t分别表示带有常数项和趋势项,L为滞后阶数。2.“**”和“*”分别对应于所选检验类型在1%、5%显著水平上的McKinnon临界值。

表2货币需求方程:

$mt-$pt=B0+B1$yt-B2$it

参数B0

B1-B2AR(3)MA(3)统计量QLB(6)J-BWHITE

估计值0.04060.0293-0.06830.5594-0.9049

标准误0.00380.14220.05120.03800.0769

P值0.21000.10380.03950.00000.0000

货币需求方程、价格方程的TSLS估计

价格方程:

*

$pt=A0+A1$pt-A2$et

工具变量:$pt-1,　$et-1,　$it-1,　$rt-1,　$yt,　$p*t,　$dt

参数A0

A1A2AR(2)MA(1)统计量QLB(6)J-BWHITE

估计值-0.07291.48401.35050.33280.9113

标准误0.01060.10320.58230.13010.0748

P值0.45000.04640.02740.01650.0000

R2=0.91,S.E.ofReg.=0.0142,D.W.=2.0469　　　R2=0.86,S.E.ofReg.=0.0318,D.W.=1.8329

检验值5.67091.14347.0539

分布V2(6)V2(2)V2(5)

P值0.22500.51060.2167

检验值7.92271.19364.6203

分布V2(6)V2(2)V2(5)

P值0.09400.55060.4640

说明:QLB(6)表示对残差序列相关性的Ljung-Box检验,滞后期为6;J-B表示对残差正态性的Jarque-Bera检验;WHITE表示(利用回归因子的平方与交叉乘积)对残差异方差性的White检验。

从ARMA(3,3)和ARMA(2,1)的残差过程后,Ljung-Box检验的结果表明,滞后6期的Q统计量的P值都超过5%显著水平,两个方程没有显著的残差序列相关。再对两方程的残差做进一步检验:J-B统计量不显著,接受残差服从正态分布的零假设;White统计量不显著,接受残差不存在异方差的零假设。

(三)EMP和X指数

由以上TSLS的参数估计可知,A2=1.351,

*B2=0.068,从而实际的转换系数G=0.705,据此我们可计算出在1994年第2季度-2002年第3季度中国的EMP和X指数(见表3),分析自

1994年汇率并轨以来人民币承受的非均衡压力以及中央银行对汇率的管理程度。注意,(20)式在中央银行反应系数Q0=-(A2+B2)处非连续(此时该式分母为0),也就是说,中央银行的干预政策在Q0两边截然不同:若Qt<Q0,则Xt>1,中央银行逆向操作的力度很大;若Q0<Qt<0,则Xt<0,

朱　杰　　

表3

季度1994:21994:31994:41995:11995:21995:31995:41996:11996:21996:31996:41997:11997:21997:31997:41998:11998:2

EMP-0.093678-0.194308-0.200518-0.088260-0.086153-0.049057-0.024791-0.055292-0.042397-0.069696-0.060896-0.009483-0.049173-0.063334-0.0129680.0251910.017184

1994Q2-2002Q3中国的EMP、X指数

X0.8533450.923038

1.0248880.9810580.6634291.6378231.5396521.2563511.1905231.0215051.173448

21.1369291.20876621.1454401.074675

季度1998:31998:41999:11999:21999:31999:42000:12000:22000:32000:42001:12001:22001:32001:42002:12002:22002:3

EMP0.001787-0.068418-0.0028830.019820-0.032031-0.0302710.0061150.0084420.005116-0.003697-0.0418540.005922-0.063974-0.056793-0.030473-0.071799-0.079259

X1.0145860.281293　2-0.1033420.6675580.486357-1-0.930823

-1　21.045094-10.9095761.0400021.6836220.6539260.581370

表明中央银行在同向操作。问题是,当Qt充分接近于Q0时,中央银行的干预指数X的取值极大,增加了对中央银行干预政策解释的难度,并且这种干扰随着Q0绝对值的减小而增大。考虑到本文估计的Q0=-1.419接近于0,从而Q0<Qt<0(即中央银行同向操作)的概率很小;一旦Qt落入该区间,反映中央银行干预程度的X指数必为一个大数。为避免异常值的干扰,我们将X大于2的极值替换为2,小于-1的极值替换为-1。

为便于分析,以下根据EMP的变动趋势,在图2中将样本期划分为6个区间:

Ⅰ.1994Q2-1995Q1,汇率并轨初期人民币的回复性升值压力较大,EMP介于-8.83%与-20.05%之间,中央银行干预指数X平均为0.95,具有固定汇率安排的特征。

Ⅱ.1995Q2-1997Q3,尽管在这一阶段国内通货膨胀水平逐渐回落、外汇储备迅速增长,人民币的外汇市场升值压力明显,但EMP仍控制在-0.95%到-8.62%之间,这主要归功于中央银行的外汇市场干预,X的平均值为1.28,说明中央银行的干预力图扭转汇率的升值趋势。

Ⅲ.1997Q4-1998Q3,受东南亚金融危机的

冲击,市场上产生了人民币贬值预期(EMP出现正值),但中央银行的强力干预(X均值为1.31)将外汇市场贬值压力控制在3%以内。

Ⅳ.1998Q4-1999Q4,人民币坚持不贬值使名义有效汇率相对升值,面对期初-6.84%的外汇市场升值压力,中央银行同期的干预吸收了约30%(X=0.28),在下一期的干预不仅完全吸收了升值压力而且一度引致贬值压力(1.98%)。之后,中央银行干预以维持汇率稳定为主,X指数多分布在(0,1)区间内,促进外贸出口主要依靠加大出口退税的力度。

Ⅴ.2000Q1-2001Q2,连续三期出现了轻微的人民币贬值压力(0.51-0.84%),而中央银行似乎没有进行类似于1997Q4-1998Q3时期的逆向干预,相反,X有三个样本点落在-1。之所以出现这种反常现象,可能有以下原因:(1)中央银行的本意是要缓解前期延续下来的升值压力,但同期货币乘数的上升导致货币市场流动性的增加,从而提高人民币贬值压力、EMP转为正数。(2)中央银行对于升值、贬值压力的反应力度不对称,虽然中央银行在微观层面上每次干预都是逆向操作,但一段时期内两个方向的干预互相抵消后可

6

中国外汇市场压力和中央银行的干预程度:一个经验分析能会显示干预方向的异常。(3)中央银行可能暂时改变干预政策,设定并维持一个汇率目标值以促进外贸出口。从2000Q4起(-0.37%),随着外贸出口迅猛增长导致企业出口结汇的增加,2001Q1外汇市场上人民币升值压力上升到-4.19%,同期的中央银行干预又回复为逆操作,表现在干预指数大于1(但2001Q2出现了异常值-1)。

Ⅵ.2001Q3-2002Q3,由于中国加入WTO、外汇储备一再创历史新高,人民币保持强势地位,EMP维持在-3.05%到-7.93%之间。从X指数看,这一时期的中央银行干预以熨平汇率波动为主,面对2002年以来持续的升值压力没有一味地逆向干预,X取值在0.7以下,表明中央银行让市

场决定汇率的倾向增强。

对实际EMP和中央银行干预程度的判别。再次,出于简化分析的需要,模型假定货币乘数不变,但现实经济中即使没有外汇干预,货币乘数的变动也会影响货币供给从而可能抵消或放大中央银行的干预效果,因此中央银行并不能完全控制其干预的程度,导致计算的X指数可能出现异常值。最后,模型忽略了中央银行干预的信号效应(sig-nalingeffect),由于中央银行外汇市场干预及其相应的冲销可能预示未来货币政策的走势、改变市场参与者对货币政策的预期,从而吸收一部分当期的EMP,因此,这种简化处理可能导致对中央银行干预程度的低估。

五、结论

本文在分析Weymark(1995)关于EMP的一般定义和模型的基础上,运用1994-2002年季度数据和TSLS估计结构参数A2和B2,计算样本期内中国外汇市场压力EMP和干预指数X(表3),

并将其分别按升值和贬值压力两个方向汇总为年度指标(表4),结论如下:

1.由表3、4可知,EMP的34个样本点中有26个显示升值压力(负值),并且升值压力的样本均值(-6.08%)在绝对值上大于贬值压力(1.49%),表明自汇率并轨以来人民币隐含的EMP以升值压力为主。但升值压力的趋势是逐年递减的,在1998-2000年达到最低点的同时还伴随着一定程度的贬值压力。在中国加入WTO、外贸出口好转的背景下,从2001年起外汇市场内含的对人民币的超额需求(EDC)上升,外汇市场升值压力达到1997年以来的新高(-18.15%)。随着人民币汇率波幅的放宽和中国经济的持续走强,今后一段时期人民币仍将继续承受较大的升值压力。

2.总体来说,中央银行的外汇市场干预对于人民币汇率的稳定至关重要,汇率并轨以来平均吸收了85.8%(X的样本均值为0.858)的外汇市场压力。从表3看,干预指数X总体呈下降趋势,由1994Q2的0.853降到2002Q3的0.581,但我们不能忽视1999-2000年期间出现的异常值,也

图2　1994Q2-2002Q3中国的EMP、X指数

变动示意图

(四)模型分析的适用性

应当指出,限于模型本身的简化框架和可得的数据,我们必须谨慎对待以上关于EMP和X指数的概念与分析结果。首先,EMP应该理解为反映外部非均衡大小的指标,而不仅仅是汇率必须变动的百分比。其次,由于缺乏中国的GDP和其他关键指标的月度数据,本文使用季度数据进行分析,这会掩盖数据本身的自然变动趋势:逐日、逐月的数据汇总成季度数据会积累相当程度的失真。而且,中央银行对于升值和贬值压力的干预互相抵消,不仅可能低估实际的外汇干预规模,还会因为两个方向干预力度的不对称,影响我们

*

朱　杰　　

表4

1994-2002各年EMP、X指数的

累计值和样本平均值

EMP

时期(季度)

升值贬值

1994:2-1994:4-0.4885001995:1-1995:4-0.24826

1996:1-1996:4-0.22828

00

X

升值2.801274.821964.64183

贬值000

312.

Girton,L.,andD.Roper(1977):“AMonetaryModelofExchangeMarketPressureAppliedtothePost-warCanadianEx-perience”,AmericanEconomicReview,Vol.67,No.4,pp.537-548.

Hacche,G.,andJ.C.Townend(1981):“MonetaryModelsandExchangeRatesandExchangeMarketPressure:SomeGen-,eralLimitationsandanApplicationtoSterling'sEffectiveRate”WeltwirtschaftlichesArchive,Vol.17,pp.622-637.

Kim,I.(1985):“ExchangeMarketPressureinKorea:AnApplicationoftheGirton-RoperMonetaryModel”,JournalofMoney,CreditandBanking,Vol.17,No.2,pp.258-263.

Mah,J.S.(1995):“AnAnalysisoftheStructuralChangeintheExchangeMarketPressure:Korea,1980-1989”,AppliedEconomicsLetters,Vol.2,pp.80-82.

——(1998):“ExchangeMarketPressureinKorea:DynamicSpecifications”,AppliedEconomicsLetters,Vol.5,pp.765-768.

1997:1-1997:4-0.1349606.345700

1998:1-1998:4-0.068420.044160.281293.234701999:1-1999:4-0.065190.019823.15392-0.10334

2000:1-2000:4-0.003700.019672-2.930822001:1-2001:4-0.162620.005922.99467

2002:1-2002:3-0.1815302.91892

平均值

-1

-0.060830.014931.152290.13324

不能否认中央银行的干预仍具有固定汇率安排的特征(大于0.9的样本数为22)。此外,中央银行对升值和贬值压力的干预是不对称的,X关于升值压力的样本均值(1.15)远大于贬值压力的样本均值(0.13),当然这其中有相当程度是因为X关于贬值压力的样本很少、正负数据互相抵消。这也提醒我们必须谨慎对待模型分析的结果,一方面由于缺乏关键变量的月度数据,采用频度较低的季度数据无法全面、动态地反映EMP、X指数的变化;另一方面在今后的研究中要进一步考虑中央银行干预的信号效应、不完全冲销干预以及货币乘数的变动对外汇市场压力的影响,使模型设定更贴近现实经济。

参考文献:

谢平、罗雄(2002):《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》第3期。

平狄克、鲁宾费尔德(1999):《计量经济模型与经济预测》,机械工业出版社。

Burdekin,R.C.K.,andP.Burkett(1990):“ARe-examina-tionoftheMonetaryModelofExchangeMarketPressure:Cana-,ReviewofEconomicsandStatistics,Vol.72,da,1963-1988”No.4,pp.677-681.

Connolly,M.,andJ.D.DaSilveira(1979):“ExchangeMarketPressureinPost-warBrazil:AnApplicationoftheGirton-RoperMonetaryModel”,AmericanEconomicReview,Vol.69,No.3,pp.448-454.

Eichengreen,B.,A.K.Rose,andC.Wyplosz(1995):“Ex-,EconomicPolicy,Vol.21,pp.249-changeMarketMayhem”

121.

Modeste,N.C.(1981):“ExchangeMarketPressureduringthe1970sinArgentina:AnApplicationoftheGirton-RoperMonetaryModel”,JournalofMoney,CreditandBanking,Vol.13,No.2,pp.234-240.

Pollard,S.K.(1999):“ForeignExchangeMarketPressureandTransmissionofInternationalDisturbances:TheCaseofBar-bados,Guyana,Jamaica,andTrinidad&Tobago”,AppliedEco-nomicsLetters,Vol.6,pp.1-4.

Roper,D.andS.J.Turnovsky(1980):“OptimalExchangeMarketInterventioninaSimpleStochasticMacroModel”,Cana-dianJournalofEconomics,Vol.13,No.2,pp.296-309.

Weymark,D.N.(1995):“EstimatingExchangeMarketPressureandtheDegreeofExchangeMarketInterventionforCanada”,JournalofInternationalEconomics,Vol.39,pp.273-295.

——(1997a):“MeasuringtheDegreeofExchangeMarketInterventioninaSmallOpenEconomy”,JournalofInternationalMoneyandFinance,Vol.16,No.1,pp.55-79.

——(1997b):“MeasuringExchangeMarketPressureandInterventioninInterdependent-82.

——(1998):“AGeneralApproachtoMeasuringExchangeMarketPressure”,OxfordEconomicPapers,Vol.50,pp.106-Wohar,M.E.,andB.S.Lee(1992):“AnApplicationoftheGirton-RoperMonetaryModelofExchangeMarketPressure:TheJapaneseExperience,1959-1991”,RivistaInternazionalediScienceEconomicheeCommerciali,Vol.39,No.12,pp.993-1013.

Economies:A

Two-country

Model”,ReviewofInternationalEconomics,Vol.5,No.1,pp.72

(截稿:2003年3月　责任编辑:宋志刚)

6

本文来源：https://www.bwwdw.com/article/y4yj.html