我國貨幣政策自主性的實證研究

胡再勇

（外交學(xué)院 國際經(jīng)濟學(xué)院，北京 100037）

一、引言

對我國而言，增強匯率制度彈性以提高貨幣政策自主性是我國匯率政策改革考慮的一個重要因素（孫華妤，2006）。[1]但許多研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策自主性與匯率制度彈性之間并不存在系統(tǒng)性關(guān)系。如Hausmann等(1999)發(fā)現(xiàn)一些實行固定匯率制度的國家，其貨幣政策獨立性還強于實行浮動匯率制度的國家；Bordo和Flandreau(2003)則認(rèn)為，即使在傳統(tǒng)的金本位制下，也存在顯著的貨幣政策自主性；Calvo和Reinhart(2002)認(rèn)為在浮動匯率制下，也只有有限的貨幣政策自主性；Forssback和Oxelheim(2006)認(rèn)為在浮動匯率制與固定匯率制下，貨幣政策自主性并沒有顯著差異；而Frankel等(2004)發(fā)現(xiàn)，一些實行浮動匯率制或者固定匯率制的國家，它們的貨幣政策都不獨立；孫華妤(2004)也認(rèn)為，浮動匯率制度或者完全資本管制并不能保證貨幣政策的獨立性。[2-7]因此，通過增強匯率制度彈性并不必然會提高貨幣政策自主性。2005年7月匯改以后，人民幣匯率制度彈性大幅增強，那么我國的貨幣政策自主性有沒有顯著提高呢？這是本文研究的主要目的。一國的貨幣政策包括利率政策和貨幣數(shù)量政策，因此，本文擬從利率政策和貨幣數(shù)量政策兩個角度去考察我國貨幣政策自主性在2005年匯改前后的變化情況，并據(jù)此實證檢驗“可能的二元”(Possible Duality)假設(shè)，即匯率制度彈性越高，貨幣政策自主性越強。

二、我國貨幣政策自主性的理論分析

本文首先對Mundell-Fleming模型(以下簡稱M-F模型)的代數(shù)形式進行修正，然后基于修正后的M-F模型，就1997年7月－2005年7月以及2005年7月匯改后兩個時期，我國不同匯率制度彈性、資本流動性與貨幣政策自主性進行理論分析。①

M-F模型是粘性價格模型，資本完全不流動，國際收支平衡僅僅考慮經(jīng)常賬戶的平衡。本文在M-F模型中納入資本金融賬戶，并考慮我國國際收支不平衡的實際情況。修正后的M-F模型的代數(shù)形式如下：

其中，（1）式表示商品市場均衡時產(chǎn)出與利率的關(guān)系；（2）式表示貨幣市場均衡時貨幣供給量與利率的關(guān)系；而（3）式則為我國國際收支狀況的等式。②在式中，y表示國民收入；e表示即期匯率；p*表示國外價格；p表示國內(nèi)價格。由于M-F模型是粘性價格模型，兩國價格差p*-p保持不變。α表示經(jīng)常賬戶差額對真實匯率的敏感程度，假定滿足馬歇爾－勒納(Marshall-Lerner)條件；β表示邊際消費傾向；i表示利率；γ表示投資對利率的敏感度；g表示政府支出；m表示真實貨幣供應(yīng)量，由國內(nèi)信貸和國際儲備決定；λ表示交易性和預(yù)防性貨幣需求對收入的敏感度；ω表示貨幣需求對利率的敏感度；δ表示邊際進口傾向；π表示國際資本流動對利率的敏感度；Ef表示預(yù)期的遠(yuǎn)期匯率；ρ表示國際資本流動對預(yù)期匯率升（貶）值的敏感度；BP表示我國經(jīng)常賬戶與資本金融賬戶的總盈余量。

在1997年7月至2005年7月的釘住匯率制度期間，人民幣對美元波動幅度很小，因此ρ≈0。由于美元相對于其他全球主要貨幣自由浮動，因此，人民幣對其他貨幣也是自由浮動的。但我國的國際儲備以美元占絕對數(shù)量，再加上我國的資本賬戶還沒有完全放開，也比較小，因此我國國際收支主要由經(jīng)常賬戶決定?，F(xiàn)在考慮釘住匯率制度下貨幣政策的自主性情況。假設(shè)外國利率i*提高（降低），這時資本外（內(nèi)）流，但考慮到資本賬戶沒有完全放開，資本外流有限，影響國際收支較小，對釘住匯率制的影響也較小。由于1997年7月到2005年7月之間，人民幣兌美元匯率保持在8.27～8.28元人民幣／美元之間，外國利率變動（提高或降低）導(dǎo)致的匯率變動可能高于也可能低于0.01元人民幣／美元。如果導(dǎo)致匯率變動低于0.01元人民幣／美元，則可以不采取應(yīng)對措施。但在外國利率變動既定的情況下，本國利率或貨幣數(shù)量變動帶來的匯率變動趨勢，不可能超過0.01元人民幣／美元的幅度，因此本國存在一定的貨幣政策自主性。若外國利率提高（降低）導(dǎo)致匯率變動高于0.01元人民幣／美元，則必須采取對應(yīng)措施，使匯率波動小于0.01元人民幣／美元。這時可以采取緊縮性（擴張）貨幣政策或財政政策，減小匯率波動的幅度，但這會使本國的利率提高（降低），因此本國利率隨外國利率的變動而變動，本國的貨幣政策沒有自主性。

2005年7月匯改后，我國的匯率制度是參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率波動幅度較大，因此ρ≠0。但我國的資本賬戶沒有完全開放，π較小。M-F模型假設(shè)拋補的利率平價成立，即i-i*=(f-e)/e，本文進一步假設(shè)市場上的大部分投資者對匯率的預(yù)期準(zhǔn)確，即預(yù)期的遠(yuǎn)期匯率恰好等于到期的遠(yuǎn)期匯率，這時拋補和非拋補的利率平價都成立，即i-i*=(Ef-e)/e=(f-e)/e，(3)式可以寫為α(e+p*-p)-δy+(π+ρ)(i-i*)=BP。在有管理的浮動匯率制下，由于存在較強的人民幣升值預(yù)期，|ρ|不小，假設(shè)外國利率i*降低，這時資本內(nèi)流，再加上存在強烈的人民幣升值預(yù)期，即系數(shù)|π+ρ|較大，資本通過各種渠道進入的數(shù)量不少。這一方面會導(dǎo)致人民幣升值更多；另一方面，被動的貨幣供給增加，使得本國的貨幣數(shù)量政策缺乏自主性。貨幣供給增加將導(dǎo)致本國利率i降低。為了避免本國利率i降低，我國政府采取的措施是，通過被動增加貨幣供給的方式以吸收外國資本，同時發(fā)行央行票據(jù)以收緊市場上的流動性，避免貨幣供應(yīng)量的增加和利率的下降。但這帶來了央行發(fā)行成本的增加。只要資本內(nèi)流的規(guī)模在央行的吸收能力之內(nèi)，我國利率并不會隨著外國利率的下降而同等幅度的下降，我國存在較大的利率政策自主性。若資本內(nèi)流的規(guī)模超過了央行的控制能力，如被動發(fā)行央行票據(jù)超出了央行成本承擔(dān)的范圍，則央行不可能采取完全的沖銷措施，于是短期內(nèi)我國利率隨外國利率的降低而降低，缺乏自主性。若外國提高利率i*，則存在資本外流，但人民幣升值預(yù)期導(dǎo)致資本內(nèi)流，且資本項目管制導(dǎo)致的資本外流沒有人民幣升值預(yù)期導(dǎo)致的資本內(nèi)流大，外國提高利率和人民幣升值預(yù)期的綜合效果仍然是資本內(nèi)流。這時我國政府可以采取同樣的措施，其力度也較利率i*下降時小，結(jié)果仍然是我國貨幣數(shù)量政策沒有自主性，而利率政策存在較大的自主性。

綜上所述，在1997年7月至2005年7月間，如果外國利率或貨幣數(shù)量變動導(dǎo)致人民幣匯率波動小于0.01元人民幣／美元，則我國存在貨幣政策自主性；若外國利率或貨幣數(shù)量變動導(dǎo)致人民幣匯率波動大于0.01元人民幣／美元，則我國喪失了貨幣政策自主性。在2005年匯改后，我國的貨幣數(shù)量政策是被動的、缺乏自主性的，但只要央行的沖銷政策不超出央行的成本承擔(dān)范圍，我國還是存在一定的利率政策自主性。

三、本文的實證方法和模型

對于貨幣政策自主性的實證研究，主要有三種研究方法。③為了準(zhǔn)確度量我國利率政策自主性的變化情況，本文準(zhǔn)備同時利用貨幣目標(biāo)區(qū)模型和貨幣政策反應(yīng)方程來實證研究我國利率政策在2005年匯改前后的變化情況；同時，利用長短期外匯儲備與基礎(chǔ)貨幣之間的關(guān)系來實證研究我國貨幣數(shù)量政策在2005年匯改前后的變化情況。

（一）基于貨幣目標(biāo)區(qū)模型考察利率政策自主性的實證方法及模型

貨幣目標(biāo)區(qū)模型的中心假設(shè)是非拋補的利率平價條件(UIP)：

式中，it和分別表示本國和外國的利率?？紤]到美國、歐元區(qū)以及日本的經(jīng)濟影響力，本文初步使用美元利率、歐元區(qū)利率以及日本利率代表外國利率；但實證中發(fā)現(xiàn)，日元利率和其他利率之間存在嚴(yán)重的多重共線性，因此，外國利率最終以美元利率和歐元區(qū)利率為代表。Δe表示匯率變化，E是預(yù)期算子，Ωt表示在t時刻對t到t+k時段匯率變動進行預(yù)期所擁有的信息。目標(biāo)區(qū)模型的中心論點是目標(biāo)區(qū)允許國內(nèi)利率相對于外國利率暫時偏離，而偏離的大小和時間長度則度量了貨幣政策自主性的程度。這種論點也適用于其他匯率制度。例如，缺乏可信度的貨幣政策當(dāng)局，即使在彈性匯率制度下，也沒有多少貨幣政策自主性；相反，專注于通貨膨脹和產(chǎn)出的具有可信度的貨幣政策當(dāng)局，即使在彈性匯率制度下，其利率可以持續(xù)地偏離外國利率(Fratzscher，2002)。[8]本文利用外國利率溢出效應(yīng)的大小和本國利率向長期均衡關(guān)系調(diào)整的速度來度量貨幣政策自主性的程度。

考慮到利率數(shù)據(jù)的特點，即利率數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，其一階差分都是平穩(wěn)的，而且是有偏的尖峰分布，因此，應(yīng)考慮利用廣義自回歸條件異方差模型(GARCH)來實證分析利率平價關(guān)系?？紤]到匯率一階差分也是平穩(wěn)的，不妨假設(shè)預(yù)期是無偏的，這樣就可以去掉預(yù)期符號。實證模型采取的形式為式（5）和式（6）：

其中，β系數(shù)表示利率的傳導(dǎo)；κ可以解釋為由于國內(nèi)外利率不一致產(chǎn)生的風(fēng)險溢價。

式(6)表示條件方差是其自身的滯后項和自身的平方項的函數(shù)。GARCH模型通過采用極大似然函數(shù)法進行估計，極大似然函數(shù)的對數(shù)形式為：

其中，T是樣本觀測值個數(shù)、θ是相關(guān)的參數(shù)列向量、σt是隨時間變化的條件方差－協(xié)方差矩陣。通過單純形算法（Simplex Algorithm），可以得到參數(shù)的初始值；再通過Berndt等(1974)提出的極大化數(shù)值算法，[9]可以得到最終的參數(shù)估計值。

利用GARCH模型來模擬本國利率和外國利率之間的長期關(guān)系，必須考慮利率水平數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題。如果GARCH模型（5）式中的εt是平穩(wěn)的話，則（5）式衡量了本國利率和外國利率之間的長期協(xié)整關(guān)系。但即使長期協(xié)整關(guān)系成立的話，GARCH模型也無法度量系統(tǒng)的短期動態(tài)調(diào)整過程。而為了度量貨幣政策的自主性程度，需要了解利率偏離長期均衡是如何持續(xù)的以及利率調(diào)整到均衡水平的速度如何。偏離的時間越長，或者調(diào)整的速度越慢，則貨幣政策自主性越強。使用誤差修正模型（Error Correction Model,ECM）可以度量短期動態(tài)調(diào)整過程，而誤差修正模型其實是（5）式的變形。如下式所示：

其中，參數(shù)λ度量了利率向長期均衡水平調(diào)整的速度；ecm是式（5）中的平穩(wěn)殘差項；Δ前的系數(shù)度量了外國利率變化的短期溢出效應(yīng)大小。

可以利用Engle和Granger(1987)提出的E-G兩步法來確定和估計誤差修正模型。[9]第一步是估計(5)式，并判斷殘差項是否平穩(wěn)；若平穩(wěn)，則(5)式就是本國和外國利率的長期協(xié)整關(guān)系。第二步利用第一步得到的平穩(wěn)殘差項表示ecm，并估計(8)式，得到其他的參數(shù)。

（二）基于貨幣政策反應(yīng)方程考察利率政策自主性的實證方法和模型

本文修改Clarida等(1998)構(gòu)建的貨幣政策反應(yīng)方程，[10]加入外國貨幣政策變量，以檢驗我國的貨幣政策變量到底是由國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟變量(如最優(yōu)通貨膨脹率預(yù)期偏差、產(chǎn)出差)所驅(qū)動，還是受國外的貨幣政策決策所影響。央行主要的貨幣政策工具是短期利率，本文利用銀行間隔夜貸款利率作為貨幣政策工具。為了使本文構(gòu)建的貨幣政策反應(yīng)方程有意義，假設(shè)存在暫時的名義工資和價格剛性。在剛性條件下，央行貨幣政策在短期能影響實際活動；通過改變名義利率，央行能改變實際利率和匯率。在不完全的工資和貨幣調(diào)整下，產(chǎn)出和通貨膨脹率間存在短期的正向關(guān)系，這會對央行的貨幣政策產(chǎn)生約束作用(Clarida，1998)。[10]央行在兩次利率變動期間有短期的名義利率目標(biāo)re，而短期的名義利率目標(biāo)依賴于經(jīng)濟狀況，本文假設(shè)短期利率目標(biāo)依賴于預(yù)期的通貨膨脹率和產(chǎn)出，方程如下：

其中，是長期均衡名義利率；pt,t+k是t和t+k期間的通貨膨脹率；pe是通貨膨脹率目標(biāo)；yt是實際產(chǎn)出水平與潛在產(chǎn)出水平的差；E是預(yù)期算子；Ωt表示央行在時刻t設(shè)定利率時所擁有的信息。

假設(shè)實際利率的調(diào)整部分取決于利率目標(biāo)，則：

此處加入外國利率，是為了衡量外國貨幣政策對本國的影響；參數(shù)ρ2顯著，即表明本國利率受到外國貨幣政策的顯著影響，從而自主性受到了影響；參數(shù)ρ1是為了衡量本國利率的平滑度，0≤ρ1≤1。上述模型還包括對利率的隨機沖擊變量μt，假設(shè)μt服從獨立同分布白噪聲過程。

將式 （9） 代入式 （10） 中，并令 λ=-αpe，得到：

消除模型（11）中不可觀測的預(yù)期變量，用實際變量進行替換，得到新的可用于計量實證的模型為：

利用GMM法估計模型(13)，即可得到參數(shù)α、β、λ、ρ1和ρ2。工具變量集合πt可取通貨膨脹率、產(chǎn)出、本國利率、外國利率、價格等的滯后項作為工具變量。

（三）基于外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣長短期關(guān)系考察貨幣數(shù)量政策自主性的實證方法和模型

考慮到外匯儲備變化可能對一國的貨幣供應(yīng)產(chǎn)生影響，因此，一國的貨幣供應(yīng)可以分為能由外匯儲備預(yù)測的部分和不能由外匯儲備預(yù)測的部分。其中，能由外匯儲備預(yù)測的部分代表外部的影響；不能由外匯儲備預(yù)測的部分則反映國內(nèi)相應(yīng)部門對貨幣供應(yīng)的沖擊，代表本國貨幣數(shù)量政策的自主性。Veyrune(2007)正是基于上述原理，利用外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣之間的長期和短期關(guān)系來考察貨幣政策的自主性。[11]假設(shè)外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)之間存在長期關(guān)系，如下式：

其中，Mt表示基礎(chǔ)貨幣；Rt表示外匯儲備；α表示基礎(chǔ)貨幣對外匯儲備的回歸系數(shù)，即外匯儲備的變化帶來的基礎(chǔ)貨幣的變化量；αRt表示基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)可由外匯儲備預(yù)測的部分；隨機項μt表示基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)中不能由外匯儲備預(yù)測的部分，即表示本國相應(yīng)部門對貨幣供應(yīng)的沖擊，用來刻畫本國貨幣數(shù)量政策的自主性。若（14）式表示的基礎(chǔ)貨幣與外匯儲備的關(guān)系是長期的，則如果μt是非平穩(wěn)的，表明本國貨幣政策存在一定的自主性；如果μt是平穩(wěn)的，則表明本國貨幣政策不存在自主性。在非完全釘住匯率制度下，基礎(chǔ)貨幣對外匯儲備的彈性大于0小于1，本國相應(yīng)部門對貨幣供應(yīng)的影響不再是隨機的，這時隨機項非平穩(wěn)，貨幣政策存在一定的自主性。自主性程度的大小隨基礎(chǔ)貨幣對外匯儲備彈性的增大而降低。

若（14）式協(xié)整關(guān)系成立，則可以建立誤差修正模型，以反映基礎(chǔ)貨幣與外匯儲備之間的短期變動關(guān)系。誤差修正模型可以反映系統(tǒng)由短期偏離向長期均衡關(guān)系調(diào)整的速度。

四、實證結(jié)果及分析

（一）基于貨幣目標(biāo)區(qū)模型考察利率政策自主性的實證結(jié)果

基于貨幣目標(biāo)區(qū)模型衡量利率政策自主性用到的數(shù)據(jù)有：中國居民三個月的存款利率i、倫敦市場歐洲美元三個月的存款利率、歐元區(qū)的基準(zhǔn)利率、人民幣兌美元的即期匯率s。所有數(shù)據(jù)的頻率均為日頻率數(shù)據(jù)，其中，中國居民三個月的存款利率及倫敦市場歐洲美元三個月的存款利率數(shù)據(jù)，來源于CEIC數(shù)據(jù)庫；人民幣兌美元的即期匯率數(shù)據(jù)，來源于國家外匯管理局官方網(wǎng)站；歐元區(qū)基準(zhǔn)利率數(shù)據(jù)，來源于歐洲央行官方網(wǎng)站。由于要考察2005年7月21日匯改前后我國貨幣政策自主性情況，為了使匯改前后兩個區(qū)間的樣本數(shù)據(jù)長度差不多，本文使用的數(shù)據(jù)范圍為2001年1月2日到2009年7月23日。④考慮到需要計算三個月后匯率相對于即期匯率的變化值Δe，因此實際樣本范圍從2001年1月2日至2009年4月24日?？紤]到中國、歐洲的節(jié)假日不一樣，且利率數(shù)據(jù)在節(jié)假日延續(xù)，而即期匯率只有在工作日才有報價，因此本文對數(shù)據(jù)進行了調(diào)整，只保留在同一天都有數(shù)據(jù)的樣本，最后得到的樣本數(shù)為2056個。匯改前的樣本區(qū)間是2001年1月2日至2005年7月21日，樣本個數(shù)為1140個；匯改后的樣本區(qū)間是2005年7月22日至2009年4月24日，樣本個數(shù)為916個。

1.匯改前后兩個區(qū)間的GARCH模型實證研究

（1） 匯改前均值方程為：

均值方程的殘差記為resid01。方差方程為：

(2)匯改后均值方程為：

均值方程的殘差記為resid02。方差方程為：

在上述方程中，圓括號中的數(shù)字是相應(yīng)回歸參數(shù)的z統(tǒng)計量，而方括號中的數(shù)字是相應(yīng)z統(tǒng)計量的p值。從p值可見，所有回歸參數(shù)都在5%的水平上顯著。

2.殘差序列的ADF平穩(wěn)性檢驗

ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表1。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗

從ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可知，殘差序列Resid01和 Resid02在5%的水平上都平穩(wěn)，因此，方程（15）和（17）分別表示了匯改前、匯改后兩個區(qū)間我國利率和外國利率之間的長期協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整方程（15）和（17）可見，匯改前美元利率對我國利率的水平溢出效應(yīng)是正的，美元利率的長期回歸系數(shù)為0.0139；而匯改后的溢出效應(yīng)是負(fù)的，且匯改后整個區(qū)間內(nèi)美元利率的長期回歸系數(shù)為-0.2435。此外，歐元區(qū)利率對我國利率的溢出效應(yīng)都為正，但匯改前歐元區(qū)利率對我國利率的溢出效應(yīng)較匯改后的溢出效應(yīng)要小很多；匯改前歐元區(qū)利率的長期回歸系數(shù)為0.0856，而匯改后歐元區(qū)利率的長期回歸系數(shù)為0.5476。

3.匯改前后兩個區(qū)間的誤差修正模型實證研究

由于方程（15）、（17）都是協(xié)整方程，因此，可以進一步建立誤差修正模型，以考察短期動態(tài)變化關(guān)系。

（1）匯改前誤差修正模型為：

其中，ECM是長期均衡偏差項，等于長期協(xié)整方程（15）的殘差項Resid01。

（2）匯改后誤差修正模型為：

其中，ECM是長期均衡偏差項，等于長期協(xié)整方程（17）的殘差項Resid02。

在誤差修正模型（19）和（20）中，圓括號中的數(shù)字是相應(yīng)回歸參數(shù)的t統(tǒng)計量，而方括號中的數(shù)字是相應(yīng)t統(tǒng)計量的p值。從p值來看，除方程（20）的ECM回歸參數(shù)在10%水平上顯著外，其他回歸參數(shù)都在5%水平上顯著，表明回歸結(jié)果較好。從實證結(jié)果來看，兩個誤差修正模型ECM項前的系數(shù)都為負(fù)，表示長期均衡偏差項對被解釋變量偏離長期均衡項起著負(fù)向的修正作用，符合誤差修正模型反向修正的基本原理。

下面分析兩個區(qū)間段利率調(diào)整到均衡水平的速度如何？匯改前，美元利率的長期回歸參數(shù)為0.0139，而該區(qū)間內(nèi)向長期均衡調(diào)整的速度為-0.0092，意味著半衰期為1.51天；匯改后，美元利率的長期回歸參數(shù)為-0.2435，而該區(qū)間內(nèi)向長期均衡調(diào)整的速度為-0.0073，意味著該區(qū)間內(nèi)半衰期為33.36天。從半衰期可見，利率調(diào)整到均衡水平的速度在匯改后較匯改前要慢，意味著匯改后我國利率偏離長期均衡水平的持續(xù)期較匯改前要長。因此，匯改后我國貨幣利率政策自主性較匯改前要強。

（二）基于貨幣政策反應(yīng)方程考察利率政策自主性的實證結(jié)果

基于貨幣政策反應(yīng)方程衡量資本流動性用到的數(shù)據(jù)有：上海銀行間隔夜拆借利率的月平均值i（%）、美元隔夜拆借利率的月平均值i*（%）、月度居民消費價格指數(shù)p（%）、月度工業(yè)增加值g（億元）。此外，為了GMM估計中工具變量的需要，本文還用到的數(shù)據(jù)有：月度進出口總值tr（億美元）、月度工業(yè)總產(chǎn)值gp（億元）、月度社會消費品零售總額cz（億元）、月度工業(yè)品出廠價格指數(shù)pg（%）。數(shù)據(jù)范圍從2002年1月至2009年6月，其中上海銀行間隔夜拆借利率和美元隔夜拆借利率數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫。原始數(shù)據(jù)為日頻率數(shù)據(jù)，本文將每月的日頻率數(shù)據(jù)加總后除以月度的數(shù)據(jù)個數(shù)，得到月平均隔夜拆借利率數(shù)據(jù)。其他數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)。

在進行實證前，本文用月度工業(yè)增加值表示實際產(chǎn)出水平，用月度工業(yè)增加值濾波后得到的趨勢值表示潛在產(chǎn)出水平；實際產(chǎn)出水平與潛在產(chǎn)出水平的差就是產(chǎn)出差。對月度工業(yè)增加值g進行HP(Hodrick-Prescott)濾波，得到月度工業(yè)增加值的趨勢值g1,則實際產(chǎn)出水平與潛在產(chǎn)出水平的差y=g-g1。

1.匯改前我國貨幣利率政策自主性變化情況

利用GMM方法估計（13）式，得到回歸結(jié)果為：

擬合優(yōu)度為0.7251，表明回歸方程擬合效果較好。布羅施－戈弗雷序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗（Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test）結(jié)果為：LM(1)=2.5947，其對應(yīng)的p值為0.1072；LM(2)=4.0839，其對應(yīng)的p值為0.1298；LM(3)=4.2199，其對應(yīng)的p值為0.2387。這表明回歸方程（21）式的殘差不存在自相關(guān)。

從（21）式可知，ρ1=0.6072、ρ2=-0.1824、1-ρ1-ρ2=0.5752，滿足利率部分調(diào)整模型的相關(guān)系數(shù)設(shè)定，即0≤ρ1≤1、0≤1-ρ1-ρ2≤1。此外，根據(jù)回歸結(jié)果也可以計算得到λ、α和β的值，即λ=1.9079、α=-0.0122、β=-1.32E-04。

從回歸參數(shù)的顯著性來看，價格指數(shù)pt和產(chǎn)出差yt的回歸參數(shù)不顯著，常數(shù)項在5%的水平下顯著；而上一期的利率it-1和美元隔夜拆借利率月度均值的回歸參數(shù)，在1%的水平下都顯著。這表明在2002年1月至2005年6月，我國利率政策的反經(jīng)濟周期性作用并不明顯，而主要受美元利率的影響；此外，利率的部分調(diào)整模型意味著我國利率還受到上一期利率影響。

2.匯改后我國貨幣利率政策自主性變化情況

在實證過程中，發(fā)現(xiàn)利用OLS得到的回歸方程只存在三階自相關(guān)，而不存在異方差，因此考慮利用科克倫－奧卡特（Cochrane-Orcutt）迭代法進行估計。估計結(jié)果為：

擬合優(yōu)度為0.7566，表明回歸方程擬合效果較好;此外，F(xiàn)統(tǒng)計量表明回歸方程整體顯著。懷特異方差檢驗結(jié)果為：不含交叉項時，懷特統(tǒng)計量WT=11.4564，其對應(yīng)的p值為0.1772；含交叉項時，懷特統(tǒng)計量WT=14.2971，其對應(yīng)的p值為0.4278。這表明不存在異方差。布羅施－戈弗雷序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗結(jié)果為：LM(1)=0.1595，其對應(yīng)的p值為0.6896；LM(2)=2.4081，其對應(yīng)的p值為0.3000；LM(3)=3.1971，其對應(yīng)的p值為0.3622。這表明殘差不存在序列相關(guān)性。

從（22） 式可知，ρ1=0.6587、ρ2=0.0402、1-ρ1-ρ2=0.3011，滿足利率部分調(diào)整模型的相關(guān)系數(shù)設(shè)定，即0≤ρ1≤1、0≤1-ρ1-ρ2≤1。此外，根據(jù)回歸結(jié)果也可以計算得到 λ、α 和 β 的值，即 λ=1.1252、α=0.1538、β=6.64E-04。α和β的符號符合利率作為反經(jīng)濟周期工具的經(jīng)濟含義，即物價越高，利率越高；產(chǎn)出差越大，利率越高。

從回歸參數(shù)的顯著性來看，所有回歸參數(shù)在5%的水平下顯著。其中價格指數(shù)pt的回歸參數(shù)為0.0463，表明我國的利率政策有明顯的反通貨膨脹作用，這和我國嚴(yán)格控制通貨膨脹的宏觀經(jīng)濟政策是一致的。再來看利率調(diào)節(jié)產(chǎn)出差的作用。產(chǎn)出差yt的回歸參數(shù)為0.0002，這和利率作為調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟的目標(biāo)相一致，表明我國利率也是調(diào)節(jié)產(chǎn)出差的政策工具。同時也表明匯改后，我國利率政策的反經(jīng)濟周期性作用比較明顯。此外，美元隔夜拆借利率月度均值前的回歸參數(shù)為0.0402，在5%的水平下顯著，表明我國利率還受到美元利率的影響。從回歸結(jié)果（22）式可知，我國利率主要受到宏觀經(jīng)濟目標(biāo)如通貨膨脹率、產(chǎn)出差以及美元利率的影響；此外，利率的部分調(diào)整模型意味著我國利率還受到上一期利率的影響。

比較（21）和（22） 式中美元隔夜拆借利率月度均值前的系數(shù)，即匯改前前的系數(shù)為－0.1824，匯改后前的系數(shù)為0.0402，很顯然，匯改前美元利率對我國利率的影響更大，這表明匯改后較匯改前我國利率政策的自主性更大。

（三）基于外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣長短期關(guān)系考察貨幣數(shù)量政策自主性的實證結(jié)果

實證使用的數(shù)據(jù)是基礎(chǔ)貨幣以及外匯儲備。數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)頻率為月度，數(shù)據(jù)長度從1997年1月到2009年6月?；A(chǔ)貨幣（BS）的單位為10億元人民幣，外匯儲備（R）的單位為10億美元。

兩個回歸方程分別為（23）和（24），回歸殘差分別用resid03和resid04表示。

1.匯改前回歸方程為：

2.匯改后回歸方程為：

回歸方程下面圓括號內(nèi)的數(shù)據(jù)是t統(tǒng)計量，而中括號內(nèi)數(shù)據(jù)是相應(yīng)的P值。從回歸方程（23）和（24）可見，回歸參數(shù)都顯著，表明基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)可由外匯儲備部分預(yù)測到；如果殘差項是非平穩(wěn)的，則我國貨幣政策存在一定的自主性。兩個回歸方程殘差resid03和resid04的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表2。

表2 殘差的ADF平穩(wěn)性檢驗

當(dāng)殘差項非平穩(wěn)時，表明本國貨幣數(shù)量政策存在一定的自主性。因此，方程（23）的殘差非平穩(wěn)表明，匯改前我國貨幣數(shù)量政策存在一定的自主性。方程（24）的殘差在5%的水平下平穩(wěn)，表明我國貨幣數(shù)量政策沒有自主性，基礎(chǔ)貨幣以央行購買外匯儲備的形式被動地供應(yīng)。這主要是因為匯改后，人民幣兌美元匯率由2005年7月21日的8.2765元人民幣／美元，升值到8.11元人民幣／美元，一步升值2.053%；隨后，由于貿(mào)易順差不斷擴大，外匯儲備急劇增加，人民幣不斷小幅升值，而外界預(yù)期人民幣會進一步升值，熱錢通過各種渠道流入中國，導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放被動地不斷增加，貨幣數(shù)量政策缺乏自主性。

五、結(jié)論及啟示

本文首先針對我國的實際情況，對Mundell-Fleming模型的代數(shù)形式進行了修正，即在粘性價格、資本完全不流動、國際收支平衡僅僅考慮經(jīng)常賬戶平衡的M-F模型的基礎(chǔ)上納入資本賬戶，并用以分析2005年7月匯改前后我國貨幣政策自主性情況。其次，本文利用貨幣目標(biāo)區(qū)模型、貨幣政策反應(yīng)方程以及外匯儲備與基礎(chǔ)貨幣之間的關(guān)系方程，實證研究了2005年7月匯改前后我國貨幣政策自主性的變化情況。據(jù)此，本文得到以下結(jié)論和啟示。

1.基于貨幣目標(biāo)區(qū)模型以及貨幣政策反應(yīng)方程的實證研究結(jié)果都表明，匯改后我國的利率政策自主性較匯改前要強。

2.基于外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣之間長期關(guān)系的實證結(jié)果表明，1997年1月至匯改前，我國貨幣數(shù)量政策存在自主性；匯改后，我國貨幣數(shù)量政策則缺乏自主性。

本文研究結(jié)論表明了“可能的二元”假設(shè)，即匯率制度彈性越高、貨幣政策自主性越強這一假設(shè)在我國也只是部分成立，亦即只對利率政策成立，而對貨幣數(shù)量政策并不成立。

本文的結(jié)論對我國貨幣政策也有啟示作用。由于匯改后我國利率政策較匯改前的自主性程度提高，而貨幣數(shù)量政策則由匯改前的存在自主性變?yōu)槿狈ψ灾餍?，因此，我國?yīng)以利率作為貨幣政策中介目標(biāo)。

注 釋：

①本處之所以將匯改前的區(qū)間選擇從1997年7月至2005年匯改前，是因為1994年1月1日我國實行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制后，除1994年1月1日至1997年7月1日，人民幣兌美元匯率波動幅度較大外，從1997年7月至2005年7月，人民幣兌美元匯率都保持在8.27～8.28元人民幣／美元之間，匯率制度由開始的有管理的浮動匯率制變成事實上的釘住美元的釘住匯率制。這樣，匯改前的區(qū)間實際為盯住匯率制；而2005年匯改后，我國實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。匯改前后兩個區(qū)間實行的匯率制度差別明顯，便于本文的理論分析和實證研究。

②由于我國國際收支賬戶并不平衡，除1998年外，從1997年到2008年，我國存在經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶雙順差；即使在1998年，我國經(jīng)常賬戶（2932351萬美元）和資本金融賬戶（-632144萬美元）余額之和仍為順差。變量BP為衡量我國經(jīng)常賬戶與資本金融賬戶總盈余量，因此為一正數(shù)。加入BP是為了使（3）式為恒等式。

③具體參閱Bertola和Svensson（1993）、Svensson（1994）、Clarida等 （1998）、Ball（1999，2000） 以及Veyrune（2007） 等文章。

④因為沒有2001年1月1日的即期匯率數(shù)據(jù)，所以從2001年1月2日開始。

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