1央行的官方干预能够影响实际汇率吗？ 摘要：普遍观点认为，人民币实际汇率的长期低估是由央行官方外汇市场干预操作所致。但是，实际汇率本质是两国一揽子商品的相对价格，长期来看绝不应被货币的买入和卖出等名义干预所影响。本文利用168个国家1980~2007年的数据构造外汇市场干预指标，检验外汇市场干预对实际汇率的影响，发现无论是非冲销还是冲销的干预措施，在长期都不会对实际汇率产生显著影响，也即是说，外汇市场干预在长期是“中性”的。进一步的研究发现，外汇市场干预所产生的短期效应，更多的也是通过信号渠道发挥作用，其前提是央行的干预信誉较高。如果央行不能让市场相信自己的干预能力，即便是短期内，也难以影响实际有效汇率。中国经济有制度上的特殊性，短期内有能力影响实际汇率，但是从长远来看也应服从国际普遍规律。因此，在讨论实际汇率低估问题时，不应一味指责央行的干预行为，更重要的是对要素价格扭曲，劳动力市场流动障碍等长期制度性因素给予关注。 关键词：外汇市场干预 实际汇率 资产负债渠道 信号渠道 1 致谢内容：本文作者感谢北京大学姚洋教授、周其仁教授、徐建国教授、王勋博士、茅锐博士、中国社会科学院世经政所张斌研究员和徐奇渊博士、大连海事大学的陈平副教授以及南开大学的王岳龙博士，与他们的讨论让本文作者受益匪浅。本文的跨国面板数据由姚洋教授和威斯康辛大学的Menzie Chinn教授提供。文中部分引用周其仁（2010）的内容，来自周其仁教授（本文写作之时）尚未发表的“货币与汇率评论”系列，感谢他的口述分享，文字由作者理解并整理，若有不当之处，文责自负。
一、引言 21世纪以来，人民币实际汇率低估的问题逐渐成为世界关注的焦点。由于实际汇率是国与国之间贸易往来、资本流动以及对外投资的重要相对价格，一旦出现扭曲，必定会对世界经济的运行效率乃至资源分配产生重要的影响。尽管人民币的实际汇率是否真正被低估尚未盖棺定论，但是国内绝大多数经验研究都或多或少支持低估的结论，例如张斌（2003）、施建淮和余海丰（2005）、卢锋和刘鎏（2007）等。可是，实际汇率是如何被扭曲的？按照惯性思维，央行通过外汇市场干预，可以对名义汇率产生影响，然后“自然而然”地就影响了实际汇率。可是，事情真的有这么简单吗？ 实际汇率，究其本质，是两个国家一揽子商品的相对价格。回顾微观经济学的基本原理，影响相对价格的是两国消费者对彼此国家所生产之最终产品的供给和需求，从长期来看，是收入、偏好乃至制度约束等长期实际性变量所决定。央行的外汇市场干预只是从货币层面上购买或者售出货币，冲销操作也只是在改变国内的货币发行速度。诚然，在短期内，由于物价水平粘性、信息不对称、垄断竞争等因素，货币会对人们的需求和供给产生真实影响，但是从长期来看，货币最终还是铺在商品经济上的一层“面纱”，不会影响真实经济的长期走势。既然“货币似蜜，最后还是水”（周其仁，2009），又怎么能指望央行之非冲销或者冲销干预会对两个国家的真实相对价格——实际汇率——产生长期性的影响？换言之，如果研究者真的观察到实际汇率长期低估，那么紧紧盯在央行名义操作上面，恐怕是有失偏颇的。真实价格低估的背后必然有真实的扭曲。近年来一些关注长期经济研究的学者已经在这一领域作出许多贡献。例如，Rodrik（2008）指出，可贸易品部门与不可贸易品部门相对制度障碍的不同导致两部门相对价格的差异，从而引发实际汇率的低估；姚洋和王泽填（2009）发现发展中国家广泛存在的剩余劳动力会抑制工资水平和物价水平上涨，削弱巴拉萨-萨缪尔森效应的发挥，进而抑制实际汇率上升。相比较这些基于长期真实层面的研究，央行在外汇市场的名义干预极有可能只是在短期内发挥作用。 事实上，Stockman（1987）在介绍著名的汇率均衡模型时，就曾大胆预言，“政府不能够通过改变名义汇率来影响实际汇率，例如外汇市场干预、目标区或其他类似手段……（实际）汇率是一个内生变量……汇率制度的选择对实际汇率和贸易余额并不重要”。Lastrapes（1992）在利用美国、英国、德国和日本的时间序列数据进行分解时，也曾经发现“实际冲击会引起实际汇率和名义汇率的持久性升值，而名义冲击 2
只会导致名义汇率的持久升值”。遗憾的是，上述研究只是基于理论模型之推演或者时间序列研究的预测，没有真正对外汇市场干预与实际汇率之间的关系进行检验。迄今为止，研究二者之间关系的文章仍然寥寥，几乎所有的研究者都集中于考察干预的名义有效性——即对名义汇率的影响上面。本文的研究试图证明，央行的外汇市场干预操作即便是短期内能影响实际汇率波动，也无法左右实际汇率的长期走势。理解实际汇率的长期低估需要回到实际经济层面。 本文的研究还能够帮助理解名义汇率与经常账户失衡之间的关系。Shang-jin Wei和Chinn（2009）发现汇率制度的转型与经常账户失衡基本没有关系，徐建炜和姚洋（2010）也发现类似结论，但同时发现实际汇率低估会对经常账户失衡产生显著影响，但是为何如此呢？我们的研究给出一个答案：因为影响经常账户失衡的只能是相对价格——实际汇率，而汇率体制——即名义汇率的变化约束——不会对实际汇率产生影响，自然也就不会对经常账户的长期失衡有影响。 本文的结构如下：第二部分，回顾和分析外汇市场干预影响实际汇率的理论渠道，并且逐一解释为何这些渠道在长期会无效；第三部分，首先利用1980-2007年的数据构建外汇市场干预指标，进而考察它们在短期和长期对实际汇率的影响；第四部分是进一步的研究；第五部分讨论中国的外汇市场干预与中美实际汇率之间的关系；最后是结论和政策建议。 二、外汇市场干预影响渠道的理论分析 从金本位时代到后来的布雷顿森林体系时期，几乎所有的国家都将稳定的名义汇率（固定汇率制）作为经济长期增长的前提。但是，随着布雷顿森林体系的崩溃以及货币学派的兴起，以弗里德曼为首的经济学家转向了完全的浮动汇率制度。不过，现实的汇率制度改革明显缓于学术争论的转向。根据Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）的实际分类法，直到1981年，仍然有八十三个国家选择固定汇率制度，真正实施浮动汇率制度的国家只有二十个，这一趋势在过去三十年并没有出现显著变化。由此可i见，时至今日，官方外汇市场干预是普遍存在的现象。 外汇市场干预又分为非冲销干预和冲销干预两种类型。前者是指货币当局用自己的货币买卖外汇资产，而并不采取抵消行动。显而易见，非冲销干预在改变名义汇率的同时，会直接影响到本国的货币供给，从而产生促使实际汇率恢复均衡的力量。例 3
如，如果中国央行希望低估人民币的名义汇率，就需要在外汇市场用人民币购买美元，从而市场上的人民币资产增加，通货膨胀出现。此时，就算人民币名义汇率真的没有发生变化，随着通胀的出现，本国相对产品还是更贵了，即人民币实际升值。与之相对应，冲销干预是央行在买卖外汇的同时,卖出或者买入以本币标价的票据和证券，从而保持国内的基础货币不发生变化。所以，许多政策制定者认为，冲销干预可以在控制名义汇率的同时保持物价水平不变，从而保持实际汇率的稳定。但是，这仅仅是静态的想法。从长期的动态来看，事情就会复杂许多，需要仔细分析冲销干预发挥作用的具体机制。 冲销干预影响汇率的第一条渠道是资产负债平衡渠道（Sarno and Taylor，2001）。央行通过购买外国证券和发行本国证券进行冲销干预，会导致外国证券需求增加，本国证券供给增加。此时，只有本币名义汇率贬值才能使得资产市场重新平衡。但是，通过这一渠道影响实际汇率存在四个重要的缺陷：第一，它假设本国证券和外国证券替代性不强。如若不然，当政府部门的外国证券需求增加、本国证券供给增加的时候，私人部门一定会通过购买本国证券和出售外国证券进行套利，从而抑制名义汇率的变化。Frankel（1982）、Rogoff（1984）、Lewis（1988）的研究都发现，尽管本国资产与外国资产之间的完全可替代性是不存在的，但是央行通过资产负债平衡渠道影响名义汇率的时间是极短的，大约只有一个月；第二，央行进行外汇市场干预操作必然是最终亏损的。当本国证券供给增加，外国证券需求增加，一定会导致本国证券价格下跌、本国利率上升，外国证券价格上涨、外国利率下跌。换句话说，冲销干预的结果是国内证券收益率上升、国外证券收益率下降，如此一来，央行的冲销成本也在不断增加，直至不可维持。这一点并不难理解，央行希望从市场上购买更多的外汇，自然需要出价超过均衡的“市场价格”，如果其他条件不变，亏损在所难免；第三，如果长期资本管制无效，本国资产和外国资产收益率的变化会带来大量的资金流入本国，从而导致本国实际货币供给增加，抵消掉央行回笼货币的效果。金荦和李子奈（2003）、张斌（2003）、黄益平和王勋（2010）的研究发现，中国的资本管制在长期看来是很弱的，央行冲销干预外汇市场以后，最终会有大量的非正规资金流入，造成货币压力陡升；第四，央行的外汇资产增加之时，如果基础货币也没有发生改变，那么作为央行负债的证券（在中国则是“央行票据”）则一定增加。由于消费者预期到政府将会利用未来的税收偿还本息，消费者必然会减少今后每一期的消费，这也就是所谓的李嘉图等价定理。如此一来，实际货币余额增加，通货膨胀出现，抵消实际汇率的变化。 4
冲销干预发挥作用的第二条渠道是信号渠道。Mussa（1981）曾经指出，即便资产负债渠道信不能发挥作用，冲销干预仍然可能通过改变预期的信号渠道有效影响经济主体行为。如果央行的干预操作使得所有人都相信本币汇率将出现贬值，那么预期贬值率的变化将会导致名义汇率的加速调整，同时对于物价水平几乎没有长期影响，导致实际汇率的变化。这一渠道，即便是在本国证券和外国证券完全可替代、资本账户管制失灵的情况下，也能发挥作用。实证研究大部分都支持信号渠道影响名义汇率的机制，例如Dominguez（1991）。不过，正如Dominguez和Frankel（1993）所指出，建立良好信誉是央行冲销政策可信的的前提，这要求央行遵循某种稳健的规则。可是现实生活往往并非如此，大部分的干预都是悄然进行（discretionary），鲜有真正的依规则下棋（rules）。所以，信号渠道是否真的在长期可以发挥稳定的作用，也是值得进一步研究的。 周其仁（2010）认为，名义汇率与物价水平之间本身就存在相互影响的机制，前者的变动必然会带来后者的相应变动，最终不会对实际汇率产生实质影响。例如，人民币汇率暂时低估在增加出口的同时，会增加以人民币计价的进口产品价格，从而诱ii发国内物价总水平上涨，抵消原有的实际汇率变化。 综上所述，理论研究在肯定官方干预影响实际汇率短期走势的同时，很少将之作为影响实际汇率变化的长期因素。在下一部分，我们将对这一结论进行严格的实证检验。 三、实证检验 本文实证分析的思路是通过构造外汇市场干预指标，检验其对实际有效汇率的影响。在检验中，我们同时采用Pooled OLS、二维固定效应模型和动态面板模型，并区分长期与短期分别加以考察。实证结果显示，无论是非冲销还是冲销干预的干预政策，在短期内都对实际汇率有明显影响，但是在长期却没有显著效应。 1． 外汇市场干预指标的设计 外汇市场干预指标的设计一直是学术研究的难点。这里，我们遵循Levy-Yeyati和Sturzenegger（2007）的方法，利用实际外汇储备的变化量设计非冲销的外汇市场干预指标。指标设计方法分为两步：第一步，计算反映外汇市场干预的外汇储备量， 5
具体方法是 央行持有的对外资产央行持有的对外负债政府储蓄R t名义汇率第二步，用相对上一期基础货币的外汇储备变化量的平均值衡量实际外汇市场干预程iii度， 其中，j是国家，s是年份，t是月份。基于这一指标，我们可以分别画出中国（1998~2007 年）、日本（1998~2007年）、德国（1980~1998年）、法国（1980~1998年）的外汇市场干预程度与实际有效汇率之间的关系，见图1。不难看出，外汇市场干预程度与实际有效汇率的走势之间没有太强的相关性。不过，就此说明二者没有关系太过武断。1992~1994年期间，法国和德国遭遇欧洲汇率机制危机，两国央行都大力干预外汇市场。我们所观测到的实际有效汇率的平稳变化，恰好是汇市干预的结果。因此，进一步的回归分析是必要的，这是下一小节的主要工作。 图1：中国、日本和德国的外汇市场干预与实际有效汇率 中国的外汇市场干预与实际有效汇率（1998~2007年）日本的外汇市场干预与实际有效汇率（1998~2007年）199820002002200420062008199820002002200420062008年份年份实际有效汇率指标（2000=100）外汇市场干预指标实际有效汇率指标（2000=100）外汇市场干预指标 德国的外汇市场干预与实际有效汇率（1980~1998年）法国的外汇市场干预与实际有效汇率（1980~1998年）1980198519901995200019801985199019952000年份year实际有效汇率指标（2000=100）外汇市场干预指标实际有效汇率指标（2000=100）外汇市场干预指标 6 050100150204060801001205010015020025020406080100
表1：外汇市场干预指标的描述性统计 样本范围 样本量 均值 中位数 最小值 最大值 标准差 全部国家 发达国家363 发展中国家 表1 报告了外汇市场干预指标的描述性统计结果。全样本共计3403个样本点，其中绝大多数是发展中国家，这说明本文的研究结果更适用于发展中国家的研究，因此对于中国具有很强的借鉴意义。同时，数据还反映出如下信息：第一，发展中国家的外汇市场干预程度明显强于发达国家，而且波动（方差）也更大；第二，外汇市场干预指标的中位数小于平均数，说明只有少数国家实施强力的干预政策；第三，中国在2003~2007年期间的平均外汇干预强度是，远远低于发展中国家的平均干预强度，也不及发达国家的干预强度。但是，这种强度有逐渐加强的趋势，在2007年，干预指标上升至，已经超过发达国家干预程度的中位数水平。 2． 短期和长期效应的考察 本文采用1980~2007年168个国家的非平衡面板数据研究外汇市场干预程度与实际汇率之间的关系。数据来源包括国际货币基金组织IFS数据库、世界银行WDI数据库、Chinn和Prasad（2003）以及Reinhart和Rogoff（2004）。为了检验外汇市场干预对实际汇率的影响，分别采用如下三种模型设定： （1）REERXZ (OLS) itititit（2）REERXZff (Fixed Effect) ititititit（3）RERREERREERXZ (Dynamic Panel) it1i,t1ki,tkititit其中，REER是实际有效汇率数据，来自国际清算银行官方网站，数值增加表示实际汇率升值，减少则表示实际汇率贬值。X是本文考察的核心变量——外汇市场干预指数，Z是一系列控制变量，包括人均实际GDP（用于控制BS效应）、经济开放度、政府支出占GDP的比重、固定资本投资率、贸易条件、能源进口占GDP的比重以及资本管制程度，描述性统计结果见表2。通过LLC检验，发现本文的核心变量——外 7
汇市场干预指标和实际有效汇率都是平稳序列，说明上面的模型设定可以采用标准方法加以估计。本文的重点考察对象是，如果的估计值显著，则说明央行的外汇市场干预会对实际汇率产生影响，反之则不然。这里，动态效应模型的阶数设定以残差项通过自相关检验为最优。 表2 主要变量的描述性统计 变量 样本量 均值 中位数 最小值 最大值 标准差 实际有效汇率2388 4617940 人均实际.298 （国际元）3262 66379 经济开放度（%）3370 资本管制程度3353 政府支出333 76/GDP（%）4179 16..222 投资0 /GDP（%）4220 贸易条件3593 0 能源进口/GDP（%）3064 进一步，世界上绝大多数国家在进行外汇市场干预时会同时采用冲销政策避免基础货币的迅速改变。所以，一个直观的设想是用MR指标与未预期的基础货币增长率的倒数做交叉项，衡量冲销影响。如果MR指标很高，但是由此也带来了较高的未预期的基础货币增加，显然是没有完全冲销的。假设预期的基础货币增长率等于上一期的基础货币增长率，那么未预期的基础货币增长率就可以用前后两期基础货币增长率iv之差予以衡量。所以，冲销干预因素可以度量如下， MRj,sSMR j,s|当期基础货币增长率上一期的基础货币增长率| 在做好以上准备后，可以对模型（1）~（3）进行估计，结果见表3。第一列是直接采用OLS的估计结果，第二列在回归中增加了冲销干预因素。可以看出，外汇市场干预指标对实际有效汇率有显著的负面影响，即外汇市场干预会导致实际汇率的低估。这证实了Levy-Yeyati和和Sturzenegger（2007）提出的“恐惧升值”（Fear of Appreciation）命题。交叉项显著为正，说明冲销产生了完全相反的效果，抑制了实际汇率的下降，即冲销干预政策的效力要弱于没有冲销的干预政策。第三列和第四列是固定效应（Fixed Effect）的估计结果，与OLS的结果类似。第五列和第六列采用差分GMM方法估计动态面板模型，增加了上一期的实际有效汇率因素作为解释变量，此时外汇市场干预指标的影响不再显著，冲销干预也没有显著效果。所以，外汇市场干预以及冲销措施究竟对实际汇率有没有影响，至此并不能给出一个明确的答案，有 8
待进一步的分析。 表3：直接回归的初步结果 (1)OLS (2)OLS (3)FE (4)FE(5)Dynamic (6)Dynamic REERREERREERREERREERREER 外汇市场干预指*** ******** 标 ()() () () () () 冲销因素（交叉 * ** 项） () () () 滞后一期的 *** ***REER ()()人均实际********* *** GDP () () () () () 经济开放度*** ********* *** *** ()-()() () () 资本管制程度* ***** *** * ()() () () () 政府支出率*** ****** *** ()()() () () 投资率*** **** ** ** ()()() () ()贸易条件 ()()() () () 能源进口*** ****** *** /GDP ()() () () () 常数项************ () () () . ....注：（1）括号中的数字是标准差，其中*表示 p < ， **表示 p < ， ***表示 p < 。（2）由于动态面板模型采用差分GMM估计，所以没有常数项的估计结果。动态模型能够通过冗余工具变量（Sargan）检验。 为什么不能在回归中对外汇市场干预的影响得出一致性的结论呢？根据前面的理论分析，极有可能是因为没有区分短期效应和长期效应。因此，通过HP滤波器滤出实际有效汇率的短期波动部分和长期趋势部分，分别记为REER_HP和REER_LT。然后，用REER_HP和REER_LT分别作为被解释变量，重新对模型（1）~（3）进行估计，结果见表4和表5。短期分析的结果高度一致。在六种不同的模型设定里，外汇市场干预指标都对实际汇率产生显著的短期影响，系数的绝对值远远大于直接回归的水平。由此可见，央行的干预政策在短期内是高度有效的。同时，交叉项系数为正，表示冲销操作仍然会部分地抵消掉外汇市场干预对实际汇率的影响。 9
但是在长期分析中，结果就不那么明显了。在OLS和固定效应回归中，的符号虽然显著，但却是严格为正，表示外汇干预强度与实际汇率升值正相关，即外汇市场干预反而导致汇率升值。这显然有悖常理。一个可能的解释就是：模型存在反向因果问题。长期来看，央行往往会在实际汇率升值的时候加强外汇市场干预，以避免实际汇率继续大幅度升值。解决内生性的方法之一就是利用差分GMM估计动态面板模型。果不其然，在表5的第五列和第六列，MR和交叉项的系数又变成负，但是显著性不复存在。由此可见，外汇市场干预对于实际汇率的长期走势是没有显著影响的。 表4：实际汇率短期波动的回归结果 (1)OLS (2)OLS (3)FE (4)FE(5)Dynamic (6)Dynamic REER_HP REER_HP REER_HP REER_HP REER_HPREER_HP外汇市场************ ***干预指标 ( () () () () () 冲销因素 *** *** **（交叉项） () () () 滞后一期******REER_HP () () 人均实际 GDP () () () () () () 经济开放* 度 () () () () () () 资本管制 程度 () () () () () () 政府支出 ** *** 率 () () () () () () 投资率*** *** () () () () () () 贸易条件 () () () () () () 能源进口 /GDP () () () () () () 常数项*** *** *** *** ()()() () N966 749 9667498696942R 2adj. . . BIC ..注：（1）括号中的数字是标准差，其中*表示 p < ， **表示 p < ， ***表示 p < 。（2）由于动态面板模型采用差分GMM估计，所以没有常数项的估计结果。动态模型能够通过冗余工具变量（Sargan）检验。 10
表5：实际汇率长期趋势的回归结果 (1)OLS (2)OLS (3)FE (4)FE(5)Dynamic (6)Dynamic REER_LTREER_LTREER_LTREER_LTREER_LTREER_LT外汇市场干预************ 指标 () () () () () () 冲销因素（交 *** *** 叉项） () () () 滞后一期******REER_LT () ()滞后两期****** REER_LT () ()人均实际 GDP ()()() () () ()经济开放度* * ** ()()()() () () 资本管制程度 ()()()() () () 政府支出率 ** *** ()()()() () () 投资率*** *** ()()()() () () 贸易条件 ()()()() () () 能源进口 ()()()() () () 常数项************ () () () () N9667499667498356922R 2adj. . . BIC . . 注：（1）括号中的数字是标准差，其中*表示 p < ， **表示 p < ， ***表示 p < 。（2）由于动态面板模型采用差分GMM估计，所以没有常数项的估计结果。 （3）这里之所以对REER_LT滞后两期，是因为只滞后一阶时，残差项不能通过自相关检验。考虑到长期因素的持久性，滞后两阶是符合经济学假设的。在滞后两阶后，动态模型能够通过冗余工具变量（Sargan）检验。 当然，HP滤波器本身并不能准确区分经济学意义上的长期和短期，文献中常用的另一种方法是对样本进行多年平均。由于短期波动在平均以后可大大消减，所以采用平均后的样本回归，用于对长期问题的检验。考虑到本文研究的时间段共计28年，因此选择采用四年平均样本，仍然对模型（1）~（3）回归，结果见表6。结果与表5非常类似，除了OLS估计结果有微弱的显著性以外，其他估计方法中的均不显著，且符号不统一。这进一步证实了我们的结论：外汇市场干预对于实际有效汇率没有显著的长期影响。 11
表6：四年平均样本的回归结果 (1)OLS (2)OLS (3)FE (4)FE(5)Dynamic (6)DynamicREERREERREERREER REERREER 外汇市场* 干预指标 () () () () () () 冲销因素***（交叉项） () () () 滞后一期*** **REER ()()人均实际************ * GDP ()()()()() () 经济开放 ** * ******度 () () () () () () 资本管制******程度 () () () () () () 政府支出** * *** *** 率 () () () () () () 投资率** ** ()()()() () () 贸易条件 **** ()()()() () () 能源进口*** *** ** ** /GDP () () () () () () 常数项*** *** *** *** ()()() () N291 245 2912451981672R 2adj. . .BIC .. 注：（1）括号中的数字是标准差，其中*表示 p < ， **表示 p < ， ***表示 p < 。（2）由于动态面板模型采用差分GMM估计，所以没有常数项的估计结果。动态模型能够通过冗余工具变量（Sargan）检验。 最后还要再次强调内生性问题。尽管本文的研究题目显然受到反向因果、遗漏解释变量等问题的困扰，但是研究的结果仍然应该具备很强的稳健性，原因如下：第一，官方干预与实际汇率变化之间的反向因果关系只会带来系数的高估，由于本文的回归结果中本来就是负数，真实的估计系数只会更低，所以基本结论不会发生任何改变；第二，许多经济政治变量都会影响实际汇率的短期和长期变化，遗漏解释变量问 12
题在所难免。不过，在考虑使用固定效应模型和动态面板模型以后，遗漏的信息已经在很大程度上得以控制，不会改变本文的基本结论。 四、资产负债渠道与信号渠道的深入考察 央行的外汇市场干预会对实际汇率产生短期效应，但是这种效应发挥作用的渠道是什么呢？传统的文献认为，资产负债渠道和信用渠道是其中最重要的两项机制。由于分离二者是非常困难的事情，实证研究中很少有针对这一问题的的直接检验。在这一小节，本文希望在这方面做出尝试性工作，给后来的研究一点启迪。 资产负债渠道中，央行和投资者根据各国资产的相对预期收益变化调整资产组合，间接地影响名义汇率，从而导致实际汇率的短期变化。传统的研究集中在检验本国与外国资产的可替代性，例如Frankel（1982）、Rogoff（1984）等等。但是，国内外资产的可替代性只是本文第二部分所提出的四种缺陷中的一种，不具备普遍意义。本文采用一种更为直接的方法，检验外汇市场干预指标与国外净资产的交叉项（交叉项1）的系数显著性。如果显著，则意味着外汇市场干预的效应是通过国外净资产组合调整的变化发挥作用的。进一步一步，我们将冲销干预的交叉项与国外净资产变量再做交叉项（交叉项2），进一步考察资产组合效应是否通过冲销渠道发挥作用。在表7的前两行，我们分别列出了交叉项1和交叉项2的回归结果，发现资产负债渠道在短期内对于实际汇率没有显著影响，而且系数符号与预期相反。用Wald统计量检验两个交叉项的联合显著性，也没有拒绝零假设。所以，资产负债渠道的有效性是很弱的。 接下来考察信号渠道。一般来说，央行的官方公布的汇率制度越趋近固定汇率制度，则稳定汇率的态度越坚决，所以可以用外汇市场干预指标与央行官方公布的汇率制度（即IMF版本的汇率制度）做交叉项（交叉项3），再用冲销干预项与汇率制度做交叉项（交叉项4），可以来考察信号渠道的有效性。结果被列在表7的第三行和第四行。可以看出，信号渠道对实际汇率会产生显著的负效应，但是冲销干预则会部分抵消原来的效应。 13
表7：资产负债渠道与信号渠道的考察 (1)OLS(2)FE(3)Dynamic REER_HPREER_HPREER_HP交叉项1（资产负债渠道） ()()()交叉项2（资产负债渠道） ()()()交叉项3（信号渠道）*** *** *** ()()()交叉项4（信号渠道）*** *** *** ()()() 综上所述，即便是在短期内，央行的官方干预政策也不是直接通过资产负债组合调整影响实际汇率，而是通过信号渠道发挥作用。这一结论与Dominguez和Frankel（1993）的判断一致。所以，如果央行希望通过干预外汇市场影响短期实际汇率调整，最好的方法是公开自己的固定汇率制度倾向。一旦市场不再相信央行的调整信誉，央行操作的效力会大大削弱。另一方面，外汇市场干预有效性的持续期可能也与市场对于央行操作的可持续性预期有关，如果央行让市场相信自己有能力源源不断的以低成本干预外汇市场，实际汇率低估可能会持续很长时间。 五、中国经济是特殊案例吗? 前面的研究基于跨国经验数据，但是中国经济有许多特殊之处。第一，中国的资本管制效果至少在短期是明显的。例如，姚枝仲（2008）的估算表明，即便是2007~2008年，通过贸易渠道进入中国的热钱也只有200~300亿美元，这一量级并不算多，因此，国内外证券可替代性的假设难以成立；第二，央行设计的央票利率都会略微给银行留出一些利润，中国的利率又长期被压低，央行看似撑得住长期的冲销成本，从而维持汇率扭曲。从数据上来看，中国的名义汇率自1998年以来在绝大多数时候都是盯住美元，而中美实际汇率却一直处在缓慢调整之中，许多直观的看法都认为这是人民银行的外汇市场干预所致。因此，这一小节的问题是：基于这些特殊的制度性假设，中国人民银行的外汇市场干预操作，能够影响中美实际汇率吗？ 出于数据可得性，我们使用1994年3月~2010年3月的月度数据进行研究。中美v实际汇率采用中国和美国的环比消费物价指数计算，外汇干预指标的计算类似第三小节，但是不作年度平均。所有的数据都用X12进行季度调整.当我们对这一时期的中美实际汇率进行平稳性检验时，发现中美实际汇率的走势具有很强的单位根特性， 14
所以选择实际汇率的短期波动部分（HP滤波处理后的部分）作为被解释变量。接下来的问题是模型选择。时间序列研究经常受内生性问题困扰，最常见的处理办法是采用向量自回归（VAR）模型，将所有的变量都作为内生变量加以处理。不过，这种做法忽视了变量之间的当期关联，显然与我们的故事不相吻合。毕竟，外汇市场干预与当期的实际汇率是相互影响的。为了解决这一问题，我们引入第三个变量：工业增加值的环比增速（Industry），建立结构VAR模型， kkkRERMRIndustryRERMRIndustryuitt1t2t3i4iti5iti1ti111kkkMRRERIndustryRERMRIndustryut1t2t3iti4iti5iti2t111kkkIndustryMRRERRERMRIndustryut1t2t3iti4iti5iti3ti1i1i1 在引入当期的解释变量以后，模型需要施加约束才满足识别条件。本文的处理如下：第一，由于工业订单具有滞后性，外汇市场干预和实际汇率变化不会对当月的工业增加值增速立刻产生影响，可以假定0,0；第二，由于当期的工业增速不12会直接影响到外汇市场干预强度，令0。接下来，首先通过AIC准则确定滞后2阶数为4，然后进行极大似然法估计。 在结构VAR模型中，单个系数及其显著性并不重要，研究关注的问题是：外汇市场干预因素是否显著的影响实际汇率的变化，或者反过来，实际汇率的变化是否显著的带来了外汇市场干预？最常见的方法是利用Granger因果检验，即分别检验0,0或者0,0的联合显著性。结果，Wald检验显著地拒绝了14i13i0和0，却接受了0和0，说明系统中的外汇市场干预指标会对14i13i实际汇率产生显著影响，而实际汇率变化则不会对外汇市场干预程度产生显著影响。 Wald检验并不能揭示影响关系的具体符号，即给定变量的变化究竟给其他变量带来正向还是负向的影响。这需要利用脉冲响应方法作进一步分析。脉冲响应的基本思路是对实际汇率和外汇市场干预因素分别施加一个单位的冲击，然后刻画在未来十个月系统中其他变量的变化情况。如果系统是稳定的，那么这种冲击最终会消失。 15
图2：中国实际汇率与外汇市场干预的脉冲效应结果 Response to Structural One . Innovations ± 2 of RER_SA_HP to RER_SA_HPResponse of RER_SA_HP to of RER_SA_HP to MR_SAResponse of MR_SA to 图2列出了脉冲响应的部分结果。右上角的图显示，工业增加值增速加快会引起中美实际汇率的长期升值，在15个月以后也没有消失，这即是所谓的Balassa-Samuelson效应。左下角的图则说明，外汇市场干预也会带来中美实际汇率显著且持续的贬值，但是有效性的持续时间大约在14个月左右，远没有BS效应持久。因此，如果央行希望保持实际汇率的长期低估，就必须不断地在外汇市场干预。右下角的图是实际汇率升值对外汇市场干预程度产生的冲击，可以看出，冲击的效果非常小，且符号不显著。这一点也不难理解，中国人民银行往往在中美实际汇率还没有出现大幅度上涨的时候就开始积极干预，所以描述统计上二者的关系是不显著的。 上述结果证实了中国外汇市场干预一定程度上的有效性，至少持续的外汇市场干预有可能带来实际汇率的平稳。但是，这里所定义的仅仅是实际汇率的波动值，即仍然是短期分析。由于中美实际汇率本身是非平稳序列，外汇市场干预指标是平稳序列， 16
一个平稳的序列是不会引起另一个序列的非平稳变化的，所以在有限的样本内，我们无法拒绝外汇市场干预中性的假说，有待进一步的研究。 六、结论及政策建议 实际汇率的低估把中国央行的“外汇市场干预”推向了风口浪尖。然而，本文通过设计外汇市场干预指标，分别考察非冲销和冲销干预两种渠道对于实际有效汇率的影响，发现无论是非冲销还是冲销的外汇干预政策，在长期都不会对实际汇率产生明显影响。即便是利用中国数据进行检验，也不能拒绝这一假说。不过，正如前言论述，这一点其实并不出人意料，因为外汇市场干预只是在改变本国与外国的货币供给量，是一种名义干预，不会、也不应该是实际相对价格变化的长期诱因。既然观察到人民币实际有效汇率的长期低估，学术和政策研究者就应该将注意力更多的投放至长期的解释变量，例如劳动力流动障碍、要素价格低估、国内市场分割和垄断等问题中去，而不是仅仅纠结于央行的外汇市场操作。归根到底，实际扭曲才会导致实际低估。如果一味的指责央行干预，恐怕是高估了央行干预的“能量”。 不过，央行外汇市场干预确实会对实际汇率产生短期效应，在中国更是如此。但是，这一效力更多的是通过信号渠道发挥作用，依赖于央行的干预信誉，即是否能让市场相信自己有能力控制实际汇率。一旦市场信心丧失，恐怕央行的操作在短期内也会缺乏效力。中国虽然没有声称采取固定汇率制度，而且在绝大多数时候保持沉默，但是其稳定汇率的态度是非常明确的，因而强化了这一渠道在中国的有效性。 进一步，既然央行的外汇市场干预不能改变长期实际汇率，而仅仅是在稳定的名义汇率与稳定通货膨胀之间作选择，Gardner（1983）提出的二元目标制就是具有借鉴意义的。他的研究指出，央行可以根据经济发展的不同阶段，分别确定名义汇率稳定和通货膨胀稳定的权重，然后选择实际值最小化损失的平方和，从而实现社会福利最优。谭秋梅和陈平（2010）也做过相关研究，不过这些只是理论上的讨论，是否能直接运用至实践还有待考证。 值得指出的是，本文的研究只是说明外汇市场干预不会影响长期实际汇率，而不是说它对于长期经济发展无关紧要。外汇市场干预的短期影响是非常显著的，由此所带来的恐怕不仅仅是对经济的名义冲击，也包括实际冲击。例如，周其仁（2010）认 17
为，实际汇率短期低估所带来的价格信号会扭曲企业选择外向发展还是内需发展的行为，由于这种行为通常会伴随不可逆的固定资本投资和结构调整，即便是实际汇率在长期恢复均衡水平，扭曲行为也不会立刻得以纠正，而是会在很长的一段时间内自我强化，甚至抑制汇率制度本身的调整（徐建炜，2010）。因此，外汇市场干预所产生的长期经济效应值得进一步研究。 参考文献： (1) Chinn, . and . Prasad, 2003, “Medium-term Determinants of Current Accounts in Industrial and Developing Countries: an Empirical Exploration”, Journal of International Economics, 59, pp. 47~76. (2) Chinn, . and . Wei, 2008, “A Faith-based Initiative: Does a Flexible Exchange Rate Regime Really Facilitate Current Account Adjustment?”, NBER Working Paper. (3) Dominguez, ., 1991, “Market responses to coordinated central bank intervention”, NBER Working Paper. (4) Dominguez, . and . Frankel, 1993, “Does Foreign Exchange Intervention Work?”, Peterson Institute Working Paper. (5) Dominguez, . and . Frankel, 1993, “Does Foreign-Exchange Intervention Matter? The Portfolio Effect”, The American Economic Review, 83, pp. 1356~1369. (6) Frankel, ., 1982, “A Test of Perfect Substitutability in the Foreign Exchange Market”, Southern Economic Journal, 49, pp. 406~416. (7) Gardner, ., 1983, “The Choice of Monetary Policy Instruments in an Open Economy”, Journal of International Money and Finance, 2, pp. 347~354. (8) Lastrapes, ., 1992, “Sources of Fluctuations in Real and Nominal Exchange Rates”, The Review of Economics and Statistics, 74, pp. 530~539. (9) Levy-Yeyati, E., 2007, “Fear of Appreciation”, World Bank Working Paper Series. 18
(10) Levy-Yeyati, E. and F. Sturzenegger, 2005, “Classifying exchange rate regimes: Deeds vs. words”, European Economic Review, 49, pp. 1603~1635. (11) Lewis, ., 1988, “Testing the Portfolio Balance Model: A Multi-lateral Approach”, Journal of International Economics, 24, pp. 109~127. (12) Mussa, M., 1981, The Role of Official Intervention, Group of Thirty, New York. (15) Reinhart, . and . Rogoff, 2004, “The Modern History of Exchange Rate Arrangements: A Reinterpretation”, Quarterly Journal of Economics, 19: pp. 1~48. (16) Rodrik, D., 2008, “The Real Exchange Rate and Economic Growth”, Brookings Papers on Economic Activity, pp. 365~412. (17) Rogoff, K., 1984, “On the Effects of Sterilized Intervention: An Analysis of Weekly Data”, Journal of Monetary Economics, 14, pp. 133~150. (18) Sarno, L. and . Taylor, 2001, “Official Intervention in the Foreign Exchange Market: Is It Effective and, If so, How Does It Work?”, Journal of Economic Literature, 39, pp. 839~868. (19) Stockman, A., 1987, “The Equilibrium Approach to Exchange Rates”, Economic Review, 72, pp. 12~30. (20) 黄益平与王勋：《中国资本项目管制有效性分析》，北京大学中国经济研究中心工作论文，2008年。 (21) 金荦与李子奈：《中国资本管制有效性分析》，《世界经济》，, 2005年第8期。 (22) 卢锋与刘鎏：《我国两部门劳动生产率增长及国际比较(1978—2005)——巴拉萨萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系的重新考察》，《经济学（季刊）》，2007年第2期。 (23) 施建淮与余海丰：《人民币均衡汇率与汇率失调：1991—2004》，《经济研究》，2005年第4期。 19
(24) 谭秋梅与陈平：《中国汇率市场化的时机分析——基于人民币中长期升值趋势的讨论》，《管理世界》，2009年第8期。 (25) 王泽填与姚洋，《结构转型与巴拉萨-萨缪尔森效应》，《世界经济》，2009年第4期。 (26) 徐建炜与姚洋：《国际分工新形态, 金融市场发展与全球失衡》，《世界经济》，2010年第4期。 (27) 徐建炜：《惯性困局：人民币固定汇率制度改革之难题》，《南方经济》，2010年，即将发表。 (28) 姚枝仲：《真实贸易顺差，还是热钱？》，《国际经济评论》，2008年第4期。 (29) 张斌：《人民币均衡汇率：简约一般均衡下的单方程模型研究》，《世界经济》，2003年第11期。 (30) 张斌：《如何评价资本管制有效性——兼评中国过去的资本管制效率》，《世界经济》，2003年第3期。 (31) 周其仁：《货币似蜜，最后还是水》，《新经济导刊》，2009年第9期。 (32) 周其仁：《中国做对了什么？》，北京大学出版社，2010年。 (33) 周其仁：《货币与汇率评论系列》，《经济观察报》，2010年。 i 浮动汇率制下的实际汇率是否真的“恰当”以及央行是否有必要干预，一直存在争议，例如Friedman（1953）就认为官方未必比投机者能够更有效地利用信息，但是Dornbusch（1983）则认为投机者会利用突然出现的某种信息制造泡沫，如果缺乏官方干预，经济危机极有可能会出现。不过，本文并不就官方干预的福利作出评价，而是集中考察官方“能否“以名义手段控制实际汇率的问题。 ii 2007年以来关于中国是否存在输入型通货膨胀的争论很多。以卢锋（2008）为代表的货币学派观点认为，只要控制货币源头，部分行业成本上升并不会带来整体通货膨胀。但是，成本上升要么引起总供给下降，从而实际货币余额增加，要么诱导央行为保增长而多发货币，二者的结果都是通货膨胀出现。因此，笔者认为，输入型通胀仍 20
然是存在的。 iii 指标的计算有两点需要指出。第一，由于没有其他国家央行国外净资产组合的收益率数据，只能用目前的数值加以近似，这可能会可能会高估外汇市场干预程度。不过，只要收益率不随时间和个体剧烈波动，这一因素可以在面板数据回归中得到控制；第二，最终指标乘以1000的目的是标准化，方便与实际有效汇率的比较，并不影响结果。 iv 尽管央行所能够使用的冲销手段还包括存款准备金率调整和利率调整，但是根据周其仁（2010）的论述，央行利用这些手段所回笼的资金最终还是会导致基础货币的改变。因此，冲销干预中考察基础货币增长率变化是合理的。 v这里的实际汇率采用间接标价法，即增加代表人民币升值，减少代表贬值。 21
