中国经济学年会投稿

[金融学]

“蒙代尔三角”与我国冲销干预有效性的VAR模型☆

——2000-2004年，我国货币性的实证分析

作者：田 岗* 董 研∗∗

内容提要：本文基于“蒙代尔三角”，在统一的研究框架内，考证结售汇之下，外汇储备对商业银行资产负债结构以及外汇头寸产生影响，进而影响外汇交易量和CHIBOR利率；同时，在存在货币时滞的情况下，央行的冲销干预从总量上看，不能同时点、同力度的同步冲销，从结构角度来看，冲销干预（如回购与央行票据发行等）导致同业拆借市场交易主体之间的头寸发生结构变化，在货币乘数的作用下，同样导致国内货币市场结构失衡下的CHIBOR利率变动，最终影响货币的性。结论认为：我国外汇储备成因中性制度安排（结售汇）作用突出，固定汇率制下，结售汇业务导致外汇交易量受到外汇储备的冲击，冲销干预的有效性十分有限和难以确定，CHIBOR利率波动中，外汇储备和外汇交易量作用不可忽视，同时外汇交易量的波动中，外汇储备与CHIBOR利率的冲击作用贡献明显，货币性受到侵蚀。

关键词：冲销干预 外汇储备 广义货币供应量 CHIBOR利率 外汇交易量

Title: A Positive Research About the Effectiveness of Sterilized

Intervention and the Independence of Monetary Policy

——A VAR Model Based on the “Impossible Trinity” From Jun.2000 to Aug.2004

Yan Hou Liying Kang Tien Dong

(Department of Finance in the School of Economics of Nankai University )

Abstract: Based on the theory of “impossible trinity”, this paper makes an empirical analysis about the effectiveness of Sterilized intervention and the independence of monetary policy. In a unifying research framework, this paper illustrates the mutual impacts between four variables as follows: foreign reserve, M2, Chibor and the volume of foreign exchange trading. By illustrating the function of CHIBOR and the volume of foreign exchange trading in connecting domestic monetary policy transmission with foreign currency’s write-off in the balance of payments, this paper establishes VAR model using the monthly data from Jan 2000 to Aug 2004 to test the independence and efficiency of China’s monetary policy.

Key words: Sterilized Intervention; Foreign Reserves; M2; Chibor; Volume of Foreign Exchange

Trading.

JEL: E51 E52 F31

特别感谢南开大学经济学院金融系博士生导师马君潞教授、刘澜飚副教授、范小云副教授、李泽广、卢卉等人在本文写作讨论中提出的宝贵意见；感谢辽宁大学经济学院金融学博士生导师张荔教授针对外汇交易提出的宝贵意见；感谢中国建设银行总行资金部马佳对本文数据收集过程中提供的协助。文责由作者承担。 *

田岗，男，辽宁省沈阳人，南开大学经济学院金融系2003级硕士研究生，实习于财政部国际司，通信地址：天津市南开大学西区公寓4-1-302，邮政编码：300071，电子邮件：gang_tian@126.com ∗∗

董研：男，辽宁省沈阳人，南开大学经济学院经济研究所2003级硕士研究生，通信地址：天津市南开大学西区公寓2-1-508，邮政编码：300071，电子邮件：dongy16@hotmail.com

☆

“蒙代尔三角”与我国冲销干预有效性的VAR模型

——2000-2004年，我国货币性的实证分析

一、研究背景

1950年，米尔顿·弗里德曼在《浮动汇率论》中倡导浮动汇率制度，认为固定汇率制会导致通货膨胀的传染，浮动汇率制有利于国际收支平衡的调节。1951年，英国经济学家詹姆斯·米德在《国际经济理论》中提出了固定汇率制与资本流动的冲突，就是著名的“米德冲突”。20世纪60年代，蒙代尔——弗莱明模型（Mundell-Fleming Model）针对开放状态下货币与财政分析得出一个重要结论是：在开放经济体中，当资本完全自由流动的时候，固定汇率制下的长期货币是无效的。Krugman（2000）进一步提出了“蒙代尔三角”：认为一个国家最多能够同步实现三个宏观经济目标中的两个，这三个目标指：的货币、固定汇率制以及资本自由流动。因而在固定汇率制下，为了控制货币供应量，银行通过各种措施（包括再贷款、调整准备金率和公开市场操作等等）来冲销由国际收支顺差带来的基础货币的被动投放，冲销干预的目的就是为了保持基础货币供应量，坚持本国货币供给量、货币的目标，保证其国内货币的性（Obstfeld，1982a）。

Billmeier & Bonato（2002）比较了捷克斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亚、罗马尼亚和克罗地亚等“管理浮动”或者“盯住”汇率制度的国家后发现，对于小型开放的转型经济体而言，如果外币占款占广义货币供应量的比重较高，那么实行的货币既面临着金融稳定局面的较大风险而且在实现货币目标——控制通货膨胀中的作用也很有限。国际上关于冲销干预有效性的实证研究按照汇率制度的不同可以分为：

第一,浮动汇率制度下，学者们主要研究冲销干预对汇率水平和多变性的影响。例如：Rogers & Siklos（2003） 考察了加拿大和澳大利亚两国央行的反应函数，认为这两国的冲销效果不明显，仅仅是略微平滑了汇率的多变性。Dominguez & Frankel （1993）、Kaminsky & Lewis（1996）、Fatum（2000）、Ito（2002）和Hillebrand & Schnabl（2003）等学者通过不同的计量经济学工具（如线性回归、事件研究、广义自回归条件异方差模型等等），发现央行的冲销干预对汇率水平、变动趋势具有明显的影响效果。而Rogoff（1984）采用两阶段回归方法发现冲销干预并不能在统计上显著改变货币形式定价的相对资本供给从而影响汇率水平。

第二，在固定汇率制度下，学者们主要研究冲销干预对货币供应量和货币性的影响。如Kouri & Porter （1974）、Obstfeld （1982a、b）、Pasula（1996）、Brissimis、 Gibson （2002）以及 Clavijo & Varela （2003），他们从国际收支的账户结构出发，运用了国际收支货币分析法，根据央行反应函数来测度冲销干预对于货币供应的影响和有效性。

实践中，我国自1994年 汇率并轨以来，官方的基调是实行有管理的浮动汇率制度，而学术界的观点基本认同是一种盯住美元的固定汇率制度。汇率并轨以来我国的国际收支状况从2000年以前的“双顺差”——经常项目顺差与资本项目顺差，发展到了2002年第4季度以来的“三顺差”——经常项目顺差、资本项目顺差以及错误与遗漏项目顺差。谢平（2004）研究指出我国银行总资产中外汇占款的比重从1994年第1季度开始连续攀升，从15.8%增长到2002年第4季度的43.26%。在目前这种结售汇制度安排下，外汇的大量涌入必将导致基础货币的超额投放，银行为了保持国内货币体系的正常运行，被迫在国内货币市场上通过公开市场操作等来回笼过多的流动性。但是这种冲销干预是否真的在实现外部均衡的

1

同时保证了内部均衡目标的实现，很多学者对此表示了怀疑。因为按照外汇市场干预的资产组合分析法，当本外币资产可以在一定程度上相互转换但又不能完全转换的情况下，冲销干预的效果是要受到很大程度削弱的。从图1中我们可以更清楚地看到这种传导途径：

e MM1

MM

e1

e2

FF1 e0 FF BBBB1

i1i0i2i

图1

外汇储备增加→外汇占款渠道投放基础货币→在货币市场发行央行票据、进行正回购等操作，回笼基础货币→CHIBOR利率上升（由i1→i2）→本外币资产的转换，国际资本的流动→本币需求增加→汇率下降（由e1→e2），干预的效果受到削弱。

在这样的内外经济形势下，我国的货币执行过程中是否受制于外汇占款的冲击，受到冲击的程度如何？郑超愚、陈景耀（2000）认为在可调整的盯住（美元）的准固定汇率制度下，我国的货币供应已经部分地外生化，即受到外汇占款的冲击与干扰。Xieping & Zhang Xiaopu（2003）从宏观经济运行的协调性角度专门研究了1994至2000年度我国货币与汇率的协调性问题，深刻剖析了三次冲突：1994-1996年，外汇储备与高通货膨胀之间的冲突；1998年以来外汇储备增长速度的快速下降与国内通货紧缩的压力之间的冲突；1998年以来汇率稳定性与国内外货币利率的差异之间的冲突。这6、7年的特征事实是对“蒙代尔三角”的形象刻画，赵蓓文（2004）根据转轨国家与新兴市场国家的经验，阐释了“蒙代尔三角”对我国人民币汇率制度选择的指导意义，指出了货币、汇率稳定与资本自由流动中存在一种“钟摆效应”，这种“钟摆效应”意思就是固定3个目标中的1个，另外2个可以实现一定程度的摆动，同样意味着牺牲了某个目标。这些都充分说明，在我国现行汇率制度下，为了维持名义汇率的稳定，外汇占款的增长作为基础货币投放的渠道之一，不可避免地影响了我国货币为追求内部均衡的实施效果，甚至出现了货币性丧失的可能。有关冲销无效的论证也可参阅：管华雨和张晓田（2000）、何彦（2000）、谢多（1998）、余珊萍和钟伟（1997）。

也有学者认为央行的冲销是有效的。如汪红驹（2003）认为央行通过调整再贷款等一些有效地冲销了国际收支带来的货币供给的影响。又如戴根有（2002）认为公开市场操作使得基础货币增长水平保持了合理的水平。这两种观点的对比分析见表1。

在开放的外部经济环境下，我国以货币供应量为中介目标的货币执行过程中是否受制于外汇占款的冲击，受到冲击的程度如何？本文尝试从冲销的作用机制中挖掘新的分析视角：结售汇下，企业创汇收入必然影响各个商业银行的资产负债结构和外汇头寸，进而影响商业银行在外汇市场的外汇交易，同时，银行在货币市场的冲销干预是否在总量和结构上可以有效货币供应量呢？在货币市场与外汇市场上，外汇储备、货币供应量、CHIBOR利率以及商业银行外汇交易量之间是否存在互动响应关系？这些问题是本文考察的重点（详见第二部分分析）。本文的创新之处在于基于“蒙代尔三角”的理论基础，以统一的框架研

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究外汇储备、货币供应量、CHIBOR利率以及外汇交易量之间的冲击响应问题，从而研究我国货币的性问题。本文第二部分介绍详细的理论基础与研究框架，构建以外汇储备、货币供应量、CHIBOR利率以及外汇交易量为变量的VAR模型；第三部分针对我国2000年1月至2004年8月的数据进行实证分析；第四部分是本文的结论。

表1 我国的货币供应量是否受到外汇占款的影响及原因

观点

存在影响

１、三顺差的存在→外汇储备增多→为了平衡

国际收支，稳定名义汇率→外汇占款导致货币供给增加。

２、资本流入对货币供给的影响除了货币供给

渠道之外，还会扩大消费投资规模，不少外汇资金流入后不结汇，以外汇抵押贷款方式

理由

获得人民币贷款等都会增加国内货币供给。３、银行的冲销及冲销手段不充分、不

完善、缺乏弹性与灵活性，虽然能够缓和国际收支对基础货币的影响，但是不能解决国际收支对货币乘数的影响。

４、以保持名义汇率为目标的银行，面对随

机的外汇占款冲击，不能对货币供应量的实现同时点、同力度的。

１、银行可以通过再贷款、回

购以及央行票据发行等对由于外汇占款增长投放的货币供应量进行冲销

２、外汇占款对货币供应量的相

关系数与再贷款、国债回购与货币供应量的相关系数比较，前者小。

影响可以被消除

二、研究框架与模型

笔者认为上述提及的Xieping & Zhang Xiaopu（2003）研究中的三次冲突反映了1998年在应对亚洲金融危机中，中国内部平衡目标——扩大内需与外部平衡目标——人民币名义汇率的稳定相冲突，最终银行牺牲了国内目标，从而形成和加深了中国通货紧缩。这充分反映了我国货币实践验证了M-F模型（蒙代尔—弗莱明模型）和“蒙代尔三角”的观点。外汇占款影响货币供应量的渠道如前文所述，在此我们给出如下国内学者的研究成果中的有关货币供应的方程式及其衍生公式（见表2）。这些研究中，无论是从国际收支平衡表的角度（如刘斌，2000、许承明，2000以及谢平，2004）还是货币的传导渠道（李敬等）角度，都无一例外地承认了外汇占款是货币投放重要渠道。在我国，货币投放的主要渠道有：银行的再贷款、再贴现、公开市场操作（回购）、央行票据发行、的财政投资与借款以及金银和外汇占款等。笔者认为，为了维持汇率的稳定形成的外汇占款对我国货币供应量存在不可消除的影响，特别是最近2年来，在外汇占款占比逐渐上升（谢平，2004）的情况下，即使从量的角度可以有效冲销，那么从货币供应量的流向结构角度也难以保证货币的有效施行。

首先，从总量的角度考察，银行面对随机的外汇占款，在判断和操作上存在时滞，对由于外汇占款导致的货币投放进行冲销难以实现同时点、同力度的同步。当冲销措施作用到货币市场上的时候，国内货币市场资金头寸的总量状况以及结构状况已经发生变动。

其次，在结售汇制度安排下，从微观结构的角度考察：一方面企业创汇能力差异导致不同的企业在结售汇安排下的地位不平等，那些创汇能力强的企业势必具有较强的获取贷款能力，反之亦反。因而需求方向上的结构差异影响货币市场资金紧张与盈余状况，这是银行不能的。另一方面，不同的商业银行在结售汇中所面临的外汇供给与需求强度不同，这很大程度上取决于商业银行客户的结构与业务开放程度。那些拥有较多创汇能力较强企业

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作为客户的商业银行其资产负债结构中的外汇业务比重较大，结售汇业务势必影响其资产负债结构状况，进而对其准备金头寸状况和货币乘数产生较大影响，这显然会影响货币市场拆借主体之间的头寸（CHIBOR利率会随之变动）和货币供应量，同时商业银行在外汇市场的交易量也必然受到这一结售汇过程外汇供给与需求强度的影响。

再次，银行在货币市场的冲销，直接与国有商业银行等交易主体的交易，如回购交易、发行央行票据等都会直接影响国债回购市场和同业拆借市场资金的流动状况格局，势必从结构角度影响商业银行的头寸状况。

基于上述四个方面的考察，给我们的启示在于，尽管冲销的目的具有必要性，但是外汇储备在总量和结构上对货币市场资金的盈余与紧张状况的影响是客观的。也就是说，双顺差下的巨额外汇储备增长的同时，结售汇影响商业银行的资产负债结构和外汇头寸，进而影响商业银行在外汇市场上外汇交易量，而银行的冲销行为作用到货币市场时，总量调整上的滞后以及结构状况的变动影响商业银行资产负债结构变动，进一步势必影响到货币市场货币供应量和CHIBOR利率的变动。

表2 国内学者有关货币供给模型的对比

研究者 方程式 含义 评价 这一公式的建立是基于国际收支调节的货币理论，按照经常项目、资本项目以及国外增加对我国货币需求的单纯的货币交换（汇兑）三个组成部分，从国际收支平衡表的角度考察外汇储备对我国外债偿还以及外国直接投资（FDI）冲击的缓冲作用。 许承明 （2002） 谢平 （2004） 李敬 潘久政 陈胜均 （2004） gR是外汇资产（私人外汇资产与刘斌 （2000） r (1−r)⋅gD　　−rgR=ηy⋅gy外汇储备之和）的增长率；gy是国民收入增长率；ηygD是国内信贷增长率；货币需求的收入弹性；r是期初的国际储备率。 ∆M=∆R +∆D　　　∆M是基础货币的变化；∆R是外汇储备的变化；∆D是国内信贷的变化 从货币供给投放渠道的角度出发，分析了外汇占款渠道和国内信贷渠道对货币供应量的影响。按照货币当局的资产负债表中M2=DC+NFA　　　+NOI　　　 M2是广义货币供应量；DC是国内信贷；项净值（平衡项） 的银行概览，构造了开放状态下中的国外净资产中包含有国际储备。 从货币供给在货币中介之间传其NFA是国外净资产；NOI其他广义货币供应量的构成成份，M=m×B M是货币供应量；m代表货币乘数；导的乘数作用角度，分析强制结售汇制度下，外汇占款导致货币投放引起的货币供应量变化。 B代表基础货币 基于上述分析，本文采用外汇储备(FR)、广义货币供应量M（为了避免和滞后项产

⑤

2

生混淆，我们采用上标）、同业拆借市场7天期利率(CHIBOR)以及外汇交易量（FREX）之间的影响进行分析在理论上和实践中具有必要性和可行性。

（二）、向量自回归模型（VAR）

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1980年Sims提出向量自回归模型（Vector Autoregressive Model）。这种模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。

我们定义向量Xt=FRt,Mt　,CHIBORt,FREXt，那么向量自回归（VAR）的形式为：

(2

)'

Xt=η+Π1Xt−1+Π2Xt−2+...+ΠkXt−k+εt ①

系统①中每个变量都对应着VAR中的一个方程，εt是随机误差修正向量。这一模型需要：（1）、Xt=FRt,Mt　,CHIBORt,FREXt各个变量是平稳的变量，即不存在单位根。（2）、这一系统的稳定性要求模型残差不存在自相关。

(2

)'

三、实证检验

（一）、变量的平稳性检验

①

本文使用2000年1月至2004年8月的月度数据（样本数为56个），数据来自新华在线（http://data.xinhuaonline.com），外汇交易量统计的是各币种总成交量，全部外币数据使用当月累计平均汇率折算成相应人民币数额，使用X11法对数据的季节性趋势剔出。我们定义如下的数据变量（已经经过季节调整）：

Mt2FRtCHIBORtFREXt

，RMt=，=和= RFRt=RCHIBORRFREXtt2

FRt−1CHIBORt−1FREXt−1Mt−1

上述变量的定义采用的是环比方式，分别反映了外汇储备、货币供应量、CHIBOR利率

和外汇交易量的月度环比倍率，可以反映变量的纵向增减变动趋势和程度。进一步对上述环比变量取对数，以便消除异方差，这一处理实际上是对原有变量对数化处理后再取一阶差分（先构造环比倍率再取对数，可以避免先取差分得到负值，无法对数化），以小写字母形式表示：rfrt、rmt、rchibort和rfrexr。本文使用P-P法来检验rfrt、rmt、rchibort以及rfrexr的平稳性，检验结果见表3，可见四个变量，均通过了1%检验水平的平稳性检验，即都是平稳变量，可以进行VAR模型检验。

（二）、向量自回归模型（VAR）实证检验、脉冲响应与方差分解

本文采用没有约束、外生变量为常数项的Unrestricted VAR模型，估计的方法是极大似然法，按照AIC和SC信息准则选择滞后期。在模型的构造过程中发现AIC和SC信息准则表现出反向变动关系（见附录一）。为此我们使用LR检验来确定滞后期，

LR=−2×(459.27-437.24)=44.06，在零假设下，该统计量服从χ2分布，其自由度等

①

我国从1993年开始首次向社会公布货币供应量指标，并于1996年开始启用货币供应量M1和M2作为货币的目标，标志着我国开始引入货币中介目标。1998年，我国信贷控制被货币当局放弃，货币供应量无可争议地作为中介目标。需要说明的时，我国的货币供应量的统计口径出现过三次调整：第一次，1992年以前的统计不包括性银行，其它商业银行和城市信用社；第二次，1997年以后，各商业银行所属房地产信贷部、国际业务部和信用卡部门、机构的数据也统计到货币供应量中。第三次，2001年6月份，官方统计决定把证券公司保证金纳入到广义货币供应量中，并针对2000年的月度数据进行了调整。如果使用不同口径的货币供应量数据不加以调整，直接进行计量经济分析容易引致“卢卡斯批评”。

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于从VAR(4)到VAR(3)对模型参数施加的约束条件个数即16。使用Eviews 5.0软件检验得到的伴随概率为0.000，这表明拒绝原假设，VAR(4)是恰当的，具体估计结果见附录二，模型的残差没有单位根，没有表现出明显的自相关，在1%的水平上拒绝了异方差，检验结果见附录图3。我们更加关心的是本文模型的脉冲响应与方差分解状况，这样才可以直接地考察本文的研究目的：外汇储备、CHIBOR利率、外汇交易量之间基于“不可能三角”的冲击与响应，脉冲响应图见附录图四，方差分解的实证结果见附录表4。 。

表3：rfrt、rmt和rfrexr的单位根检验结果

检验 变量

常数项

有 有 无 无

趋势项

无 无 无 无

P-P值

临界值

10%

5%

1%

滞后 阶数

P统计量

rfrt rmt rchibort

rfrexr

-5.72 -2.60 -2.91 -3.55 3 0.0000 -10.82 -2.59 -2.91 -3.55 3 0.0000 -11.13 -1.62 -1.95 -2.61 3 0.0000 -15.62 -1.62 -1.95 -2.61 3 0.0000

我们采用Eviews 5.0默认的参数设置，追踪期数选择18个月，按照rfrt、rmt、rchibort、

rfrexr的顺序考察每个变量的随机扰动项（新息，Innovation）对内生变量当前和未来期取

值的影响状况——脉冲响应。同时我们采用方差分解的方法考察模型的动态特征，主要思想是把系统中的每个内生变量（按rfrt、rmt、rchibort、rfrexr的顺序）的波动（4步滞后预测均方误差）根据成因分解为与3个方程的新息相关的3个组成部分，从而了解每个新息对模型内生变量的重要程度——方差分解。

1、外汇储备走势的脉冲响应与方差分解 附录图4显示：当外汇储备的走势（环比倍率）受到自身一个标准差大小的冲击的时候，反应迅速，上升了约0.012后迅速下降，在第四个月的时候接近零点，之后的小幅震荡都在正向，反映出一种自身正向冲击的逐渐衰减效应；外汇储备走势针对货币供应量、CHIBOR利率和外汇交易量的反应在出现一次或两次（针对外汇交易量）明显的正负方向上的响应后，基本上一直处在接近于零的负向，但是近乎没有波动响应。结合附录表4中的方差分解，可以发现，外汇储备走势的波动中，其自身的方差贡献始终处于绝对的主导地位，在6个月之后一直占70%强，其余三个变量的贡献度排名为：CHIBOR利率走势、外汇交易量走势以及货币供应量走势，前者的贡献度明显强于后两者的贡献，由于CHIBOR利率作为货币市场上短期利率，它自身会受到数量型指标——货币供应量与外汇头寸的影响，因而这里合并三者的贡献度比较恰当，但三者之和尚不足20%。同时方差分解在10—12个月之后开始趋于稳定，表明一个标准差的冲击（简单地看作一次调整（冲销干预等））的作用趋于平稳。

上述实证检验给予我们如下结论：

󰭈󰒰󰉼 我国外汇储备的成因中，受性制度因素（结售汇）影响明显，外汇储备的

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走势表现出一种逐渐累积的趋势（自身贡献度远远强于另外三者之和），没有明显的实证结果可以支持短期利率引起资本流动，从而影响国际收支，亦即利率平价成立的可能性不显著，这符合我国经济实际现象。同时国际收支平衡表（根据国家外汇管理局官方网站上历年国际收支平衡表计算得到）的结构分析显示：1994年至今，我国经常账户项下，贸易账户一直顺差，收益账户一直逆差（主要是外商直接投资利润汇回），两者合计的比重占国际收支顺差的47%；资本账户与金融账户顺差主要来自外商直接投资，资本与金融账户的顺差占53%，而全部顺差中约有71%自从汇率并轨以来形成了储备资产。

󰭈󰳋󰉼 在存在资本管制和利率市场程度不充分的前提下，短期利率对资本流动的引导作用不明显，作用于国际收支内部收入与支出的作用不明显，由于我们的模型中无法准确衡量资本流动的问题，所以不能确切评价有关利率评价的问题。

2、货币供应量走势的脉冲响应与方差分解

附录图4显示货币供应量的走势在受到自身一个标准差大小的正向冲击后迅速下降，反映出冲销操作力度，经历3次正负向变动调整后趋于稳定，反映出冲销操作的滞后与无法消除结构变动情况下，反反复复的调整。货币供应量走势针对外汇储备走势冲击的响应在1-2个月里立刻出现正向变动上的一个峰值，刻画了外汇占款导致的货币供应量投放增加，此后经历一次明显的正负向调整后趋于稳定。货币供应量走势针对货币市场、CHIBOR利率的走势冲击在1-8个月里表现得比较积极，出现了2次明显的正负向调整，可以发现货币对价格型指标的关注程度在2000年以来是比较明显的。最后货币供应量走势针对外汇交易量走势的变动亦表现出一次峰值式的正负向变动，这表明在结售汇与冲销作用下，外汇头寸的变动和资产负债结构变动，作用于货币乘数（关于外汇交易量受到的影响详见本部分第4点）后同样影响货币供应量走势。

附录表4中方差分解显示：货币供应量走势变动的方差中自身的贡献度在第1个季度里迅速平均每月下降了12个百分点，相应地外汇储备走势的影响平均每月上升了6个百分点，CHIBOR利率走势与外汇交易量走势的贡献度平均每月上升了近3个百分点。笔者认为，在结售汇制度安排下，外汇占款对货币供应量的影响客观存在，在短期内对货币供应量的冲击明显，冲销干预的有效性十分有限和难以判定，货币供应量总量上和结构上的变动会引起外汇交易量的变动，以货币供应量为中介指标的货币的性受到外部均衡状况的制约，性受到侵蚀。

３、CHIBOR利率走势的脉冲响应与方差分解

附录图4显示：CHIBOR利率针对自身一个标准差的冲击，响应十分激烈，这一定程度验证了我国今年来同业拆借市场的交易活跃，市场化程度在提高，经过8个月左右的正、负向调整后，CHIBOR利率趋于稳定。我们发现CHIBOR利率针对外汇储备的冲击响应程度在幅度上也比较强烈，如前文已经讨论，结售汇制影响商业银行资产负债结构和头寸，影响货币乘数，影响货币供应量；同时冲销干预的时滞和结构影响同样导致拆借主体头寸的变动，这两方面都要影响到CHIBOR利率。CHIBOR利率走势针对货币供应量走势的冲击在前两个月比较平缓，这说明冲销干预可以一定程度平滑货币供应量骤然增加的影响，但是在4-7个月的时候，CHIBOR利率走势变动激烈，说明冲销干预的有效性不明显。最后，外汇交易量也直接影响商业银行头寸，从CHIBOR利率针对它的波动周期和形状上刚好反映了数量型指标与价格指标的互补形状。

同时，我们观察方差分解发现如下结论：第一，CHIBOR利率走势波动中自身的贡献尽管在不断下降，但仍然占主要地位，反映了在2000年至今，短期利率的走势具有规则性和内在性，这也反映了货币操作的规则性在增强，这与樊明太（2004）的观点一致。第二，非常值得注意的是，CHIBOR利率走势波动中，外汇储备的贡献度在开始的时点就十分突出（一跃达到25%强），这从实证角度验证了前文的分析，外汇占款走势与冲销干预会影响到

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货币市场的资金头寸状况，结合货币供应量走势的共同影响，CHIBOR利率走势变动中两者的贡献度接近40%。与此同时，我们还注意到外汇交易量方差的贡献度比较小，在第3个月出现一次峰值后基本稳定，这与外汇头寸在外汇市场的收售有关，对CHIBOR利率的影响较小也反映了外汇市场与货币市场的协调性不够完善。

４、外汇交易量的脉冲响应与方差分解 附录图4显示：外汇交易量在受到自身一个标准差的冲击后反映同样非常迅速，上升接近0.2后，开始迅速下降并迅速回归到零点（第3个月）。外汇交易量走势的这一变动反映出商业银行试图维持一定量的外汇头寸（有结售汇的原因、有避免敞口头寸风险的原因等）。外汇交易量针对外汇储备走势的冲击响应迅速，在4个月内出现了正负向调整后趋于零值。外汇交易量走势针对货币供应量走势的响应相比较而言，温和很多，这主要在于我国结售汇制度安排下，外汇头寸的变动取决于商业银行可以保留的外汇额度以及其自身对外汇市场风险偏好程度，而不是主动针对货币市场人民币资金盈余与短缺进行调整。数量型指标——外汇交易量，针对价格型指标——CHIBOR利率的冲击响应再次表现出互补的变动趋势且比较明显，说明资金头寸的变动趋势中价格型指标的信号作用在2000年以来表现明显。

附录表4的方差分解显示：外汇交易量走势变动中，自身的贡献度从开始的时点就受到了外汇储备走势、CHIBOR利率走势以及货币供应量走势的影响而不断走低，甚至小于50% 。外汇储备走势的方差贡献度明显达到15%强，从一开始就比较稳定，结合本部分1中的分析，外汇储备自身的走势具有正向累积趋势，因而外汇储备走势的贡献度在此处虽然不高，但是却是一种长期稳定的正向效应。对应1-2个月里外汇交易量自身方差贡献度迅速下降，CHIBOR利率走势方差的贡献度迅速上升后就一直维持在20%强，可见，国内货币市场短期利率的信号作用比较明显地发挥作用，假若两市场沟通状况和市场化程度良好，那么数量型指标与价格型指标的互动关系必然更加明显。

四、本文结论

（一）、基于“不可能三角”的结论

本文认为在第二部分的研究框架中，存在如下的机制来刻画“蒙代尔三角”、冲销干预与货币的性：

外汇储备累积增长：

→①结售汇业务→商业银行资产负债结构和外汇头寸变动→外汇市场交易量变动→货币供应量投放变动→流通中人民币数量变动→CHIBOR利率变动；

→②银行在国内货币市场冲销（正回购、发行央行票据等公开市场操作）→影响基础货币供应的总量与结构，影响货币市场资金盈余与短缺→影响货币供应量→影响CHIBOR利率

这个传导途径抽象掉了国际资本流动，特别是可能存在的投机资本炒作，忽略了企业的反应和资本市场的问题。理由在于：我国存在性的资本管制，即使QFII机制运行了，仍然在投资年限（一年以上）方面了资本的投机性炒作；企业虽然逐渐被授予留成且日趋加大比例，但是结售汇制度的作用仍然明显；我国货币市场与资本市场的协调性与互动性很不完善。

本文间接论述了“蒙代尔三角”下的冲销干预与货币性的问题，总体而言，笔者认为我们的分析证明了央行目前采用的冲销干预的作用十分有限且不能被认为有效，货币时滞以及冲销无法解决的结构问题，影响了基础货币投放量，不能单纯地从存量的稳定就认为货币性良好，我们根据各个指标的走势构建的VAR模型已经刻画了“蒙代尔三角”框架下，结售汇业务中，外汇交易量和CHIBOR利率遭受的冲击。

由此可见，在经济开放程度日益增加，且资本流动趋势不断加强的情况下，为了维持名义上的管理浮动汇率制度，势必要或多或少地牺牲国内均衡目标，牺牲货币的性，

8

鉴于本文实证分析的数据期间所，本文不能在统一的框架内渐进地演示汇率并轨以来结售汇业务与冲销干预对外汇交易量与CHIBOR利率，进而货币供应量产生影响的全过程。尽管如此，笔者赞同孙华妤（2004）有关我国存在不可能三角的“钟摆效应”问题，笔者推测银行在维持实质上的固定汇率制下，可以在货币性与资本自由流动之间审时度势地调整。

固定汇率制

不可能三角 货币性 资本自由流动

（二）、针对冲销干预、货币市场发展的建议

从我国外汇冲销干预的实践来看，如果单从稳定汇率的效果角度考察，基本上银行的冲销是成功的，但是我国实行这一冲销还没有经过大量系统的论证，缺乏对我国货币工具的研究，外汇冲销干预中还存在着一系列的问题，随着外汇占款的逐步增加，在资本自由流动越来越少的情况下，我国货币性以及对内部均衡目标的有效程度让人担忧，为此，本文提出如下结论与建议：

第一、从我国货币市场的发育来看，上个世纪90年代以来我国的金融市场建设与发展过程中，存在“重资本市场，轻货币市场”的倾向。然而，汇率并轨以来，冲销干预与商业银行调剂本外币资金头寸都需要有一个交易活跃，主体众多，有广度、深度和弹性的货币市场和外汇市场来配合国家维持名义汇率稳定的外部均衡，货币供应量的内部均衡目标。

第二、从我国的冲销工具上看，工具单一，可操作空间狭小。我国货币的工具与货币市场（包括外汇市场）、资本市场的发育不够健全，操作工具单一现象制约了货币当局冲销因外汇占款导致的货币投放的力度和有效性，因此，应该鼓励外汇市场的发展，丰富货币市场的操作工具。

第三、我国外汇冲销存在影响货币结构调整的问题，由于出口量和外汇流入量在不同的生产企业、不同的产业、不同的地区间分布不均匀，因而企业结汇所得的人民币资金在其运用的时候，很难保证符合我国产业结构调整的导向，这意味着因外汇占款而导致的资金投放难以保证实现合理的预定目标，出现外贸企业资金宽松，国内工业和交通运输行业资金紧张，这不利于国家产业结构调整。

综上所述，本文认为，在固定汇率制度安排下，冲销干预有效性取决于：完善的货币市场与资本市场，以及在此前提下央行操作的前瞻性（缩短时滞）和敏锐地分析力与判断力（缓解结构影响）。但是终究不能摆脱“蒙代尔三角”，货币性必然受损。

附录一： 向量自回归模型的滞后期数判断的统计量比较

模型

VAR(1)VAR(2) VAR(3)VAR(4)VAR(5)VAR(6) VAR(7)

形式 极大似

418.01 429.40 437.24 459.27 468.39 479.41 483.00

然值

-14.741 -14.85 -14.82 -15.34 -15.38 -15.49 -15.29 AIC

9

准则 SC 准则

-14.00 -13.51 -12.87 -12.77 -12.16 -11.63 -10.77

LR统计量P值 0.000 0.310 0.141 0.970

附录二： rfrt、rchibort和rfrexr的VAR(4)模型的实证检验结果

变量 RFR(-1)

RFR(-2)

RFR(-3)

RFR(-4)

RMR(-1)

RMR(-2)

RMR(-3)

RMR(-4)

RCHIBOR(-1)

RCHIBOR(-2)

RCHIBOR(-3)

RCHIBOR(-4)

RFREX(-1)

RFREX(-2)

RFREX(-3)

RFREX(-4)

C R-squared Adj. R-squared

RFR

RMR

RCHIBOR

RFREX

-0.047257 0.283761 -1.087654 -6.445977 (-0.25880) (2.61283) (-1.31906) (-2.19910) 0.586283 -0.1238 1.717657 2.169127 (3.08529) (-1.09599) (2.00177) (0.71112) -0.2050 -0.152528 -0.270126 3.6061 (-1.10548) (-1.38239) (-0.32245) (1.30829) 0.318360 0.137517 -1.242109 0.054978 (1.96846) (1.42968) (-1.70082) (0.02118) -0.195941 -0.271881 0.378449 -2.052022 (-0.70463) (-1.395) (0.30139) (-0.45972) -0.178429 0.070500 0.721786 -3.595145 (-0.67542) (0.44872) (0.60507) (-0.84781) -0.116924 -0.056696 1.744226 -7.012978 (-0.44846) (-0.36563) (1.48152) (-1.67567) 0.273197 0.092402 2.1522 -8.453605 (1.11341) (0.63319) (1.95357) (-2.14630) 0.088657 0.021321 -0.12 1.707155 (2.22674) (0.90041) (-1.05271) (2.67114) -0.067463 -0.034638 -0.529116 1.149430 (-1.69262) (-1.46123) (-2.939) (1.79657) -0.032205 -0.049731 0.136630 0.628063 (-0.84785) (-2.20139) (0.79658) (1.03008) -0.098407 -0.030923 -0.219591 -0.7169 (-2.26128) (-1.19475) (-1.11746) (-1.02922) 0.011948 -0.0084 0.058478 -0.685125 (1.15946) (-1.41045) (1.25676) (-4.14204) -0.018628 0.001792 -0.029760 -0.493029 (-1.52250) (0.24630) (-0.53866) (-2.51036) -0.014009 0.009361 -0.032684 -0.467388 (-1.17591) (1.32118) (-0.60756) (-2.44406) -0.009610 0.007376 -0.003653 -0.347332 (-1.04276) (1.34576) (-0.08777) (-2.34795) 0.012192 0.011030 -0.047110 0.357736 (1.20723) (1.83636) (-1.03304) (2.20674) 0.4859 0.566007 0.547309 0.563062 0.213028 0.361774 0.334279 0.357444

10

Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

0.006034 0.002134 0.123031 1.554713 0.013322 0.007923 0.060154 0.213838 1.845915 2.771388 2.569156 2.738390 158.2103 184.7114 81.32633 16.278 -5.537658 -6.576918 -2.522601 0.014009 -4.3716 -5.932977 -1.878659 0.657951 0.022535 0.012541 -0.000838 0.020846 0.015017 0.009917 0.073726 0.266766

1.77E-13 459.2730 -15.34404 -12.76827

Determinant Residual Covariance

Log Likelihood Akaike Information Criteria

Schwarz Criteria

注：方程检验结果中的系数下面括号中的数字是t统计量。

11

附录图3 rfrt、rmt、rchibort和rfrexr的VAR(4)模型的残差图与残差单位根检验

RFR Residuals.03.02.01.00-.01-.02-.02-.03-.042000-.032000.00.00-.01-.05-.10-.152000-.2-.4-.620042000.0.02RMR Residuals.15.10.05RCHIBOR Residuals.6.4.2RFREX Residuals.01200120022003200420012002200320042001200220032001200220032004 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5-1.0-0.50.00.51.01.5 10

附录图4 rfrt、rmt、rchibort和rfrexr的VAR(4)模型的脉冲响应图

Response of RFR to RFR0.0150.0100.0050.000-0.005-0.01024681012141618Response of RMR to RFR0.0080.0060.0040.0020.000-0.002-0.004-0.00624681012141618Response of RCHIBOR to RFR0.060.040.020.00-0.02-0.0424681012141618Response of RFREX to RFR0.20.10.0-0.1-0.224681012141618Response to One S.D. Innovations ?2 S.E.Response of RFR to RMRResponse of RFR to RCHIBORResponse of RFR to RFREX0.0150.0150.0150.0100.0100.0100.0050.0050.0050.0000.0000.000-0.005-0.005-0.005-0.010-0.010-0.010246810121416182468101214161824681012141618Response of RMR to RMRResponse of RMR to RCHIBORResponse of RMR to RFREX0.0080.0080.0080.0060.0060.0060.0040.0040.0040.0020.0020.0020.0000.0000.000-0.002-0.002-0.002-0.004-0.004-0.004-0.006-0.006-0.006246810121416182468101214161824681012141618Response of RCHIBOR to RMRResponse of RCHIBOR to RCHIBORResponse of RCHIBOR to RFREX0.060.060.060.040.040.040.020.020.020.000.000.00-0.02-0.02-0.02-0.04-0.04-0.04246810121416182468101214161824681012141618Response of RFREX to RMRResponse of RFREX to RCHIBORResponse of RFREX to RFREX0.20.20.20.10.10.10.00.00.0-0.1-0.1-0.1-0.2-0.2-0.224681012141618246810121416182468101214161811

附录表4 rfrt、rmt、rchibort和rfrexr的VAR(4)模型的方差分解

追 踪 期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

rfrt的方差分解

rfrt

100 91.06 80.77 77.79 75.21 74.41 74.02 73.14 73. 72.66 72.11 71.74 71.70 71.52 71.26 71.21 71.18 71.04

rmt的方差分解

rfrexr

rchibort的方差分解

rfrexr

0.00 2.66 8.36 8.86 9.16 9.17 8.99 8.97 8.97 9.03 9.03 9.02 9.06 9.05 9.04 9.03 9.03 9.04

rfrexr的方差分解

rmt

0.000.003.284.6.825.065.006.085.836.506.456.887.117.257.217.267.277.38

rchibort rfrt

1.2418.4319.8819.8819.19.9719.2019.4219.3719.5619.5019.3919.3819.4019.4019.3819.3719.38

rmt

98.7675.9362.9457.9958.0156.9157.8157.57.3557.1457.2456.8856.8556.8556.8656.8356.8156.79

rchibort

0.00 2.98 8.82 13.27 12.94 13.95 14.00 13.97 14.31 14.27 14.23 14.71 14.71 14.69 14.70 14.75 14.78 14.78

rfrt

25.80 28.35 24.47 24.69 28.82 27.01 26. 27.12 26.76 26.80 26.79 26.77 26.74 26.85 26.88 26.81 26.82 26.82

rmt

3.303.283.486.716.9810.6812.7112.6513.6913.6013.5913.5813.6313.5513.5413.6113.6213.

rchibort

70.90 65.77 63.61 61.35 57.26 55.25 52.73 52.56 51.88 51.98 52.01 51.98 51.98 51.99 51.95 51.91 51.90 51.88

rfrexr

0.00 2.60 8.45 7.24 6.94 7.06 7.67 7.67 7.66 7.62 7.61 7.66 7.66 7.61 7.63 7.66 7.66 7.65

rfrt

14.9516.9317.3518.0818.4218.1217.6017.2617.3817.8417.7817.8617.8217.8717.8517.8417.8417.86

rmt

6.735.014.875.905.888.458.768.919.1.259.229.259.369.529.659.659.659.65

rchibort

8.87 24.21 26.00 25.39 25.62 24.63 24.49 24. 24.84 24.56 24.52 24.54 24.50 24.43 24.40 24.42 24.43 24.43

rfrexr

69.45 53.85 51.77 50.63 50.09 48.80 49.15 48.94 48.60 48.36 48.48 48.35 48.32 48.18 48.11 48.09 48.08 48.06

0.00 0.00 6.74 2.20 8.31 7. 9.56 8.00 11.69 8.28 11.58 8.95 12.12 8.86 12.03 8.75 11.70 8.58 12.41 8.42 13.02 8.41 12.96 8.42 12.84 8.34 12.90 8.33 13.22 8.31 13.21 8.32 13.23 8.31 13.28 8.30

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