離岸人民幣市場的發(fā)展對我國貨幣政策中間目標(biāo)的動態(tài)影響：基于廣義脈沖響應(yīng)的分析

離岸人民幣市場的發(fā)展對我國貨幣政策中間目標(biāo)的動態(tài)影響基于廣義脈沖響應(yīng)的分析

一引言離岸市場是貨幣發(fā)行國貨幣職能在境外的延伸。隨著離岸人民幣市場的迅速發(fā)展，其對于貨幣發(fā)行國的貨幣政策可能會產(chǎn)生重大影響。當(dāng)前，中國中央銀行貨幣政策中間目標(biāo)是以貨幣供給量為主，以利率和匯率調(diào)節(jié)為輔。因此，本章主要討論離岸人民幣市場的發(fā)展對于內(nèi)地貨幣供給量的動態(tài)影響。深入研究兩者之間的動態(tài)關(guān)系具有較強(qiáng)的理論意義和實(shí)踐意義，有利于加強(qiáng)和改善宏觀調(diào)控方式，增強(qiáng)離岸人民幣市場發(fā)展針對性和構(gòu)建更加開放和靈活的新型貨幣政策框架。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，早期離岸市場與貨幣政策的研究主要集中在歐洲美元市場與美聯(lián)儲貨幣政策，雖然研究了歐洲美元對國內(nèi)貨幣供給量的影響，但相關(guān)研究以定性分析為主，定量研究不足，得出的結(jié)論缺少經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。從近期研究來看，相關(guān)研究雖從定量的角度分析離岸市場發(fā)展與貨幣政策的關(guān)系，但主要通過實(shí)證的方式研究利率渠道和匯率渠道，對貨幣政策中間目標(biāo)的貨幣供給量的定量研究并不多見，而且較少從動態(tài)影響的角度進(jìn)行研究。本章采用廣義脈沖響應(yīng)方法分析離岸人民幣市場發(fā)展對中央銀行貨幣政策中間目標(biāo)的動態(tài)影響。接下來的內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論模型；第三部分是實(shí)證方法和數(shù)據(jù)說明，第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析，最后一部分是結(jié)論。二理論模型（一）基于信貸渠道的視角信貸渠道是中央銀行傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，也是早期中央銀行貨幣政策的中間目標(biāo)。近年來，隨著金融創(chuàng)新力度的增大，貨幣供給的形式也逐漸多元化，但信貸投放仍然是貨幣供給的主要組成部分。理論上，由于在岸市場和離岸市場存在金融管制、市場供求和制度環(huán)境等方面的差異，在岸利率和匯率與離岸利率和匯率會存在一些偏離，從而導(dǎo)致大量跨境資金的流動，并對貨幣發(fā)行國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生負(fù)面沖擊，影響貨幣發(fā)行國的貨幣政策。本書采用開放條件下的宏觀經(jīng)濟(jì)分析框架直觀描述離岸市場與貨幣政策操作間的動態(tài)關(guān)系。在王景武等（2013）研究的基礎(chǔ)上，首先假設(shè)開放經(jīng)濟(jì)體A的跨境資本在有管理的條件下流動，該經(jīng)濟(jì)體實(shí)行有管理的浮動匯率制度，且匯率的彈性足以自動調(diào)節(jié)國際收支，貨幣政策具有較強(qiáng)的獨(dú)立性。如圖10-1所示，E0點(diǎn)為經(jīng)濟(jì)體的初始內(nèi)外部均衡狀態(tài)，IS、LM和BP曲線相交于該點(diǎn)。如果不存在離岸市場，貨幣發(fā)行國實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政策，則會增加國內(nèi)貨幣供給量，市場利率將會下行，LM曲線由左向右移到LM1處，BP曲線向右下方移動到BP1處，IS曲線向右上方移動到IS1處，利率i下降到i1，產(chǎn)出Y增加到Y(jié)1，經(jīng)濟(jì)在E1點(diǎn)達(dá)到新的內(nèi)外部均衡。圖10-1離岸金融市場與宏觀經(jīng)濟(jì)均衡變化關(guān)系由于離岸市場的存在及其快速發(fā)展，在離岸市場利率高于在岸利率的情況下，經(jīng)濟(jì)體A本幣資金會因此流向離岸市場，導(dǎo)致貨幣發(fā)行國的貨幣供給量減少，從E1點(diǎn)出發(fā)，LM1曲線向左移動到LM2處，國內(nèi)市場利率逐步回升，跨境套利機(jī)會消失；同時，本幣利率上升導(dǎo)致貨幣升值，使BP1移至BP2處；由于投資和凈出口下降，IS1向左下方移動到IS2處，此時，利率水平為i2，產(chǎn)出規(guī)模為Y2，經(jīng)濟(jì)在E2點(diǎn)達(dá)到新的均衡。從以上分析來看，離岸市場的發(fā)展會通過利率和匯率差異影響貨幣發(fā)行國貨幣供給量，進(jìn)而弱化貨幣政策的調(diào)控能力。直觀上，離岸市場對貨幣發(fā)行國貨幣政策的影響，取決于在岸市場的開放程度以及離岸市場的容量。貨幣發(fā)行國的對外開放程度越高，離岸金融市場規(guī)模越大，對貨幣政策的抵消作用就越大。同樣，如果貨幣發(fā)行國實(shí)行緊縮性貨幣政策，會導(dǎo)致LM曲線向左移動，貨幣供給量減少，利率上升。與此前情況相比，資金會從離岸市場轉(zhuǎn)移到在岸市場，出現(xiàn)資本回流，從而增加國內(nèi)貨幣供給量和降低在岸利率。相應(yīng)BP曲線向左上方移動和IS曲線向左上方移動的幅度也會變小，從而削弱緊縮性貨幣政策的有效性。直觀上，貨幣發(fā)行國的開放程度越高，離岸金融市場規(guī)模越大，對貨幣政策的抵消作用就越大。本書在Rose和Spiegel（2005）的基礎(chǔ)上從信貸的角度分析離岸市場的發(fā)展對貨幣發(fā)行國貨幣投放的影響。假設(shè)世界上只存在A、B兩個經(jīng)濟(jì)體，其中A為貨幣發(fā)行國，B為離岸市場；貨幣發(fā)行國A中有I個投資者，其中I=1，2，…，m；第i個投資者的財(cái)富水平為w（i），且假設(shè)對于任何i都滿足w（i）≤w（i+1）；各投資者按照收益最大化原則在A和B進(jìn)行資產(chǎn)配置；用r*表示貨幣發(fā)行國A的利率（以下帶*的變量都表示A對應(yīng)的變量），r0表示貨幣離岸國的利率，r0＞r*；投資者將資產(chǎn)從貨幣發(fā)行國轉(zhuǎn)移到離岸市場會產(chǎn)生交易成本，而交易成本與A的金融開放程度X負(fù)相關(guān)，金融開放程度越高，則交易成本越低；反之亦然（X越小，表示金融開放程度越低），用ax表示交易成本，其中a是常數(shù)，用τ表示A的名義稅率，θ表示B的稅收獲益，可以得出：這表明，投資者投資B則可以享受稅收優(yōu)惠，但所享受的稅收優(yōu)惠幅度也要滿足約束條件（1-τ）θ＜1，也就是說，投資于B所獲得稅收優(yōu)惠不至于太大。對于A的投資者而言，既可以選擇投資A，也可以選擇投資B，且投資的邊際收益遞減，也就是隨著投資規(guī)模的上升，單位投資收益下降，則如果投資者i投資于A，則稅后凈收益為：如果投資者i投資于B，則稅后凈收益是：那么對于理性投資者來說，如果離岸市場收益大于貨幣發(fā)行國收益：則投資者i會選擇投資離岸市場，整理后可以得到：隨著投資者在B的投資越多，相應(yīng)的收益率r0不斷下降，根據(jù)不等式的連續(xù)性，對于式（10-5）總是會存在一個投資者i*，使不等式的等號成立，也就是說第i*個投資者投資于本國和離岸市場所獲得的稅后凈收益相同。那么，對于任何j＞i*的投資者而言，第j個投資者的初始財(cái)富要比第i*個投資者的初始財(cái)富大，式（10-5）不等號成立，第j個投資者也會選擇投資離岸市場。也就是說，從j＞i*的投資者開始都會將資產(chǎn)投資于離岸市場。因此，離岸市場所能吸收的總儲蓄額為：假設(shè)貨幣發(fā)行國A的金融機(jī)構(gòu)貸款是按標(biāo)準(zhǔn)合約執(zhí)行，則貸款人對金融機(jī)構(gòu)的選擇無差異，金融機(jī)構(gòu)的單位貸款收益為R=（L+α），其中α表示貸款利率。假設(shè)R是總貸款額L的減函數(shù)，也就是說，貸款額越大，單位貸款收益越低，L表示貨幣發(fā)行國金融機(jī)構(gòu)貸款L與離岸市場貸款L0之和，且假設(shè)R′＜0，R″＜0。由于離岸市場的金融機(jī)構(gòu)是市場競爭的參與者，那么離岸市場的金融機(jī)構(gòu)的最優(yōu)選擇是最大化放貸吸收的儲蓄存款，直到滿足總利潤最大化條件，即：從式（10-7）右端看，隨著i*增加，投資離岸市場的投資數(shù)量會下降，離岸市場的存款也相應(yīng)地減少，貸款規(guī)模L0也下降。從式（10-7）左端看，由于總貸款規(guī)模下降，相應(yīng)單位貸款的收益也會上升，故式（10-7）的左側(cè)會隨i*增加而增加。因此，r0變化與離岸市場貸款規(guī)模L0呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，對式（10-7）進(jìn)行全微分可得到：從式（10-8）可以看出，貨幣發(fā)行國和離岸市場貸款存在替代效應(yīng)，而且離岸市場貸款的增加幅度小于在岸市場的減少幅度，總貸款規(guī)模會下降。因此，當(dāng)離岸市場存在時，在岸市場的貸款規(guī)模將會因離岸市場而下降，在岸市場和離岸市場存在替代效應(yīng)，也就是說，從信貸的角度看，離岸市場的發(fā)展對于貨幣發(fā)行國的貨幣供應(yīng)量存在一定的負(fù)面影響。（二）基于貨幣信用創(chuàng)造視角的分析從貨幣供給理論研究看，主要可以分為兩種主流觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為貨幣供給是外生變量，其數(shù)量主要由中央銀行的基礎(chǔ)貨幣決定，貨幣乘數(shù)是穩(wěn)定的；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，貨幣供給是內(nèi)生的，貨幣乘數(shù)是不穩(wěn)定的，由商業(yè)銀行信用創(chuàng)造能力等因素決定，貨幣供給由經(jīng)濟(jì)變量內(nèi)生決定。其中，外生性貨幣供給代表人物Freidman（1963）認(rèn)為，中央銀行的貨幣供給量是外生變量，而存款準(zhǔn)備金率對貨幣供應(yīng)量具有重要的決定作用。存款準(zhǔn)備金率的變動會影響金融系統(tǒng)創(chuàng)造信用的能力，最終影響到貨幣供給量。根據(jù)外生貨幣供給理論，貨幣供應(yīng)量M為現(xiàn)金通貨C與銀行存款D之和，即M=C+D。在貨幣供給量中，中央銀行直接控制的貨幣為基礎(chǔ)貨幣H，主要由通貨C和銀行準(zhǔn)備金R構(gòu)成。銀行存款中，定期存款總額為TD，活期存款為CD，超額準(zhǔn)備金總額為E，通貨比率為k（k=C/D），定期存款比率為t（t=T/D），超額準(zhǔn)備金比率為e（e=E/D），可得：由式（10-10）推導(dǎo)可得出：上述貨幣供給理論主要適用于封閉宏觀經(jīng)濟(jì)體，并沒有考慮到開放條件下離岸市場的發(fā)展情況。本書討論開放經(jīng)濟(jì)體，尤其是離岸市場出現(xiàn)后的貨幣供給。當(dāng)離岸市場出現(xiàn)后，本幣從貨幣發(fā)行國到離岸市場的跨境流動對貨幣發(fā)行國的貨幣供應(yīng)量會產(chǎn)生影響。貨幣發(fā)行國的貨幣供應(yīng)量不再單純由境內(nèi)居民、中央銀行及存款類金融機(jī)構(gòu)三部門決定，而是由境內(nèi)居民、中央銀行、境內(nèi)存款類金融機(jī)構(gòu)存量和境外非居民決定。因此，需要引入離岸市場因素重新考察貨幣供給量。假設(shè)離岸市場的貨幣總量為DE，所占總貨幣供應(yīng)量比值為e。離岸市場存款金融機(jī)構(gòu)以r向國內(nèi)銀行繳納存款保證金為RE。因此，境內(nèi)商業(yè)銀行貨幣存量由境內(nèi)居民定期存款TD、境內(nèi)居民活期存款CD和離岸金融市場保證金RE決定?；A(chǔ)貨幣為境內(nèi)居民持有通貨、境內(nèi)銀行貨幣存量和離岸市場存款保證金之和，其存款準(zhǔn)備金率分別為r、r、r。貨幣供給量為M=TD+CD+RE+C，其中，C為社會公眾持有的通貨，基礎(chǔ)貨幣為H=R+R+R+C。假設(shè)總貨幣量中各部分比重為t、d、e、c。則總貨幣乘數(shù)為：離岸貨幣乘數(shù)為：境內(nèi)貨幣乘數(shù)為：可以得出：因此，隨著在岸的基礎(chǔ)貨幣擴(kuò)張，離岸市場貨幣供給量也會相應(yīng)增加，兩者存在正向關(guān)系；當(dāng)資本在離岸市場和在岸市場之間跨境流動時，e和t、d、c會發(fā)生相應(yīng)替代的關(guān)系。在r不變的前提下，增加的離岸市場貨幣供給，會使e增大，而（d+t+c）會變小。由于離岸市場的存款準(zhǔn)備金率一般很低，當(dāng)資金向離岸市場轉(zhuǎn)移時，r·r的大小接近零，從而導(dǎo)致ma趨于變大，從而導(dǎo)致M也相應(yīng)增大。同時，由于ma增加的幅度大于（t+d+c）變小的幅度，從而導(dǎo)致境內(nèi)貨幣乘數(shù)mm實(shí)際上會變大。事實(shí)上，這種情況在貨幣國際化的初始階段比較容易出現(xiàn)。進(jìn)一步看，即使在岸的基礎(chǔ)貨幣規(guī)模不變，當(dāng)在岸貨幣資金向離岸轉(zhuǎn)移，經(jīng)離岸貨幣乘數(shù)擴(kuò)大后，將使在岸市場和離岸市場貨幣供應(yīng)量均增加。（三）基于貨幣需求函數(shù)的視角貨幣政策的有效制定和實(shí)施，有賴于精確而穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)。貨幣需求函數(shù)是指實(shí)際貨幣余額同影響它的解釋變量的函數(shù)關(guān)系。經(jīng)典貨幣需求理論認(rèn)為，貨幣需求可以分為交易需求、預(yù)防需求和投機(jī)需求。交易需求受交易規(guī)模和交易方式變化的影響；預(yù)防需求很大程度上來自未來交易的不確定性，本質(zhì)上可以理解為未來的交易需求；投機(jī)需求受相關(guān)資產(chǎn)相對收益率、風(fēng)險等因素的影響。開放經(jīng)濟(jì)下影響貨幣需求既包括境內(nèi)的貨幣需求，也包括境外的貨幣需求，境外人民幣需求分析請見第六章。從期限看，貨幣需求函數(shù)也可分為長期和短期兩類。長期貨幣需求函數(shù)描述各影響變量在長期對實(shí)際貨幣余額的影響關(guān)系，表現(xiàn)為各影響變量的彈性系數(shù)的符合的大小。短期貨幣需求函數(shù)描述的是各自變量的滯后項(xiàng)等對實(shí)際貨幣余額的短期沖擊。綜合上述分析，開放條件下的貨幣需求函數(shù)的影響因素主要包括規(guī)模變量，如實(shí)際GDP和對外經(jīng)濟(jì)規(guī)模；國內(nèi)機(jī)會成本變量，如基準(zhǔn)利率；外部變量，如人民幣的名義、實(shí)際有效匯率，或者離岸市場的規(guī)模等，以及預(yù)期變量，比如我國的預(yù)期通貨膨脹率。假設(shè)模型的變量之間存在指數(shù)線性結(jié)構(gòu)，則長期貨幣需求函數(shù)可表示為：其中，c、β、δ、γ分別為系數(shù)，Y為實(shí)際GDP或者相關(guān)的對外經(jīng)濟(jì)規(guī)模，R、R和reef分別表示國內(nèi)利率、國外利率和有效匯率，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對式（10-18）進(jìn)行對數(shù)化得到如下半對數(shù)模型：其中，為實(shí)際貨幣余額的對數(shù)值，y=log（Y）為實(shí)際GDP或?qū)ν饨?jīng)濟(jì)規(guī)模的對數(shù)值。隨著協(xié)整理論的發(fā)展，國內(nèi)外文獻(xiàn)中大都采用誤差修正模型（ECM）進(jìn)行短期貨幣需求函數(shù)的描述，式（10-19）的ECM模型可以表示為：其中P為滯后階數(shù)，β0、β為系數(shù)，i，j=1，…，5。三實(shí)證方法和數(shù)據(jù)說明（一）廣義脈沖響應(yīng)分析方法如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則誤差修正模型（ECM）較VAR模型更能準(zhǔn)確地反映數(shù)據(jù)生成過程（DataGeneratingProcess）。其具體模型如下：其中，Γ（i=1，2，…，k）X是（n×1）向量單位根過程，Δ表示一階差分，μ為截距向量矩陣，為（n×n）系數(shù)矩陣，參數(shù)矩陣包含這n個變量長期關(guān)系的信息。和標(biāo)準(zhǔn)的VAR模型一樣，ECM中單個變量的回歸系數(shù)也是難以解釋的，這一點(diǎn)已在學(xué)術(shù)界得到了廣泛的共識（Sims，1980；Lutkepohl和Reimers，1992；Yang、Min和Li，2003）。因此，為直觀反映變量間的短期數(shù)量關(guān)系，本書采用了脈沖響應(yīng)分析方法?？紤]到傳統(tǒng)的脈沖響應(yīng)分析方法（如Choleski以及Bernanke脈沖響應(yīng)分析方法）過度依賴于擾動項(xiàng)結(jié)構(gòu)關(guān)系的主觀設(shè)定，而且在擾動項(xiàng)存在同期相關(guān)關(guān)系的情形下，分析結(jié)論常常會因?yàn)榻Y(jié)構(gòu)關(guān)系的不同設(shè)定或變量的不同排序而發(fā)生敏感性的變化（Pesaran和Shin，1998；Yang等，2006a；Awokuse，2008）。為了進(jìn)一步克服傳統(tǒng)研究方法的這一局限性，保證結(jié)論的可靠性與穩(wěn)健性，本書采用廣義脈沖響應(yīng)分析方法（Pesaran和Shin，1998）展開進(jìn)一步的研究。基于該方法的分析結(jié)果不會因變量的不同排列次序而發(fā)生敏感性的變化，因此，在實(shí)際檢驗(yàn)中，借助該方法研究者可獲得唯一可靠的分析結(jié)論（Yang等，2006a；Dees等，2007；Awokuse，2008）。因此，在上述誤差修正模型（ECM）的基礎(chǔ)上，我們可以把式（10-20）進(jìn)一步表述成無限移動平均式（InfiniteAverageProcess），即其中，t=1，2，…，T。根據(jù)Pesaran和Shin（1998）的研究，我們可以采用以下脈沖響應(yīng)函數(shù)來考察j變量在t時刻一單位的沖擊對ΔX所產(chǎn)生的影響：其中，n=1，2，…，N。σ為殘差方差協(xié)方差矩陣∑的第jj個元素，e表示第j個元素為1、其余元素為0的（n×1）向量。借助脈沖響應(yīng)函數(shù)，我們可以從動態(tài)的角度考察來自離岸人民幣市場的沖擊對中央銀行貨幣政策中間目標(biāo)（M1、M2、LOAN）的影響力度。（二）協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在實(shí)際運(yùn)行的過程中有可能受到外部沖擊的影響而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)變量發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，如重大改革措施的出臺和社會重大政策的變遷等，而經(jīng)濟(jì)變量的結(jié)構(gòu)性變化可能會改變變量間的長期均衡關(guān)系，這也就是著名的“盧卡斯”批判。傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)如E-G兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法均未考慮到時間序列數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)突變的情況，因而對模型的估計(jì)可能存在系統(tǒng)性的偏誤。為檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性，本文將采用遞歸協(xié)整（RecursiveCo-integration）方法考察協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性。具體的檢驗(yàn)方法如下。假設(shè)一個VAR系統(tǒng)中有多個變量，各變量都是非平穩(wěn)的時間序列，且為同階單整，并且具有協(xié)整關(guān)系，那么各變量之間的短期關(guān)系可以由誤差修正模型表示：其中，x是一個確定的外生向量，代表趨勢項(xiàng)、常數(shù)項(xiàng)等確定性項(xiàng)；y是（n×1）向量單位根過程，Δ表示一階差分，Γ（i=1，2，…，k）表示（n×n）的系數(shù)矩陣，矩陣Π=αβ′的秩決定了協(xié)整向量的個數(shù)，其中α是誤差修正項(xiàng)的系數(shù)矩陣，表示調(diào)整速度；β為協(xié)整向量的系數(shù)矩陣。如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，那么Π也將不存在。變量之間的協(xié)整關(guān)系個數(shù)r由跡檢驗(yàn)（Johansen，1991）決定：跡檢驗(yàn)的原假設(shè)是最多有r（0≤r≤p）個協(xié)整向量。在上述跡檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，溝通兩個統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行遞歸分析，第一個是“Z表述”（Z-representation），第二個是“R表述”（R-representation）。在第一個表述中，長期關(guān)系系數(shù)和短期關(guān)系系數(shù)將在每一次遞歸中被重新估計(jì)，而在第二個表述中，短期關(guān)系系數(shù)將在整個樣本期內(nèi)保持固定不變，只有長期關(guān)系系數(shù)將在每一次估計(jì)中被重新估計(jì)。（三）數(shù)據(jù)說明本書選擇香港離岸人民幣市場作為研究對象，主要考慮如下幾點(diǎn)。一是離岸存款規(guī)模是離岸市場的貨幣供給量，是較為全面衡量金融市場發(fā)展程度的總量指標(biāo)，尤其當(dāng)金融市場深度不夠時，存款規(guī)?；究梢苑从辰鹑谑袌霭l(fā)展的水平。二是離岸存款規(guī)模作為在岸市場的貨幣溢出，與在岸市場的貨幣供給量直接相關(guān)。三是離岸存款規(guī)模數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)周期較長，數(shù)據(jù)容易獲取。理論上，離岸市場發(fā)展的衡量指標(biāo)既有存量指標(biāo)也有流量指標(biāo)，存量指標(biāo)主要包括存貸款規(guī)模，資本市場、外匯市場和金融衍生品市場規(guī)模以及人民幣第三方使用比例等，流量指標(biāo)主要包括經(jīng)常項(xiàng)目人民幣凈流入和資本項(xiàng)目人民幣凈流入量。由于貨幣政策中間目標(biāo)為存量指標(biāo)，對應(yīng)的離岸人民幣衡量指標(biāo)也考慮使用存量指標(biāo)。本書使用的香港離岸人民幣市場的數(shù)據(jù)主要來源于香港金融管理局，數(shù)據(jù)頻率為2004年2月至2014年10月的月度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整。另外，從國際經(jīng)驗(yàn)來看，中央貨幣政策中間變量可以分為數(shù)量型和價格型，數(shù)量目標(biāo)主要是信貸規(guī)模、新增貸款和貨幣供應(yīng)量等，而價格指標(biāo)則包括長短期利率、國債收益率和匯率等。中國人民銀行自1985年獨(dú)立行使中央銀行職能以來，以數(shù)量型中間目標(biāo)為主，近年來逐步使用利率和匯率等指標(biāo)作為中間目標(biāo)。目前，中國人民銀行仍沿用以數(shù)量調(diào)控為主、價格調(diào)控為輔的貨幣政策框架。因此，此次研究主要選擇數(shù)量型的中間目標(biāo)作為研究對象?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本書選擇貨幣供給量（M1、M2）和人民幣銀行信貸（LOAN）作為貨幣政策中間目標(biāo)變量，既考慮到這些中間目標(biāo)的相關(guān)性，也是便于實(shí)證分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。實(shí)際利率為一年期基準(zhǔn)利率減去同期的通貨膨脹水平，工業(yè)生產(chǎn)總值采用累計(jì)數(shù)，貨幣供給量、信貸和基準(zhǔn)利率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，數(shù)據(jù)區(qū)間為2004年2月至2014年10月的月度數(shù)據(jù)，通脹水平、工業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。所有數(shù)據(jù)均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整。四實(shí)證結(jié)果與分析（一）單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)貨幣需求函數(shù)的設(shè)定，貨幣供應(yīng)量主要由中央銀行決定，而中央銀行的決策主要取決于當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)金融形勢，主要包括經(jīng)濟(jì)增長、通脹水平以及利率水平等。因此，在分析離岸市場對貨幣供給量的影響時，應(yīng)將上述因素作為控制變量納入考慮范圍內(nèi)。因此，我們建立包括工業(yè)總產(chǎn)值（IP）、居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、實(shí)際利率（RR）、央行中間目標(biāo)代理變量（M1、M2、LOAN），以及香港人民幣存款規(guī)模（HKR）在內(nèi)的五變量的誤差修正模型（ECM）。長期貨幣需求函數(shù)：短期貨幣需求函數(shù)：在對ECM進(jìn)行估計(jì)前，先對ECM系統(tǒng)的各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，對于三組變量，最優(yōu)滯后階數(shù)均為2。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表10-1所示。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，所有變量的水平值在5%的檢驗(yàn)水平下都為非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后序列為平穩(wěn)序列。因此，所有變量均為一階單整序列。表10-1各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量水平檢驗(yàn)結(jié)論一階差分結(jié)論ADFPPADFPPHKR-0.905-3.149*非平穩(wěn)-3.816**-16.924**平穩(wěn)M1-1.741-1.643非平穩(wěn)-6.632**-13.692**平穩(wěn)M2-0.963-1.001非平穩(wěn)-4.257**-12.144**平穩(wěn)LOAN0.1670.215非平穩(wěn)-4.618**-8.144**平穩(wěn)RR-2.537-2.188非平穩(wěn)-5.224**-11.236**平穩(wěn)IP-1.986-2.380非平穩(wěn)-3.941**-10.819**平穩(wěn)CPI-0.241-0.675非平穩(wěn)-4.293**-10.263**平穩(wěn)注：ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)在5%顯著性水平下的臨界值為-2.8842，在1%顯著性水平下的臨界值為-3.4830，PP平穩(wěn)性檢驗(yàn)在5%顯著性水平下的臨界值為-2.8838，在1%顯著性水平下的臨界值為-3.4822。**表示在1%顯著性水平下顯著，*表示在5%顯著性水平下顯著。表10-1各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于各變量都為一階單整序列，則可以對HKR、M2（M1、LOAN）、IP、CPI和RR分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，所得協(xié)整方程即為長期貨幣需求函數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表10-2所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的檢驗(yàn)水平下，三組變量均存在長期協(xié)整關(guān)系。HKR、M1（M2）、IP、RR和CPI五個變量均存在兩個長期協(xié)整關(guān)系，HKR、LOAN、IP、RR和CPI五個變量存在三個長期協(xié)整關(guān)系。表10-2各變量組合的協(xié)整檢驗(yàn)變量組合原假設(shè)跡統(tǒng)計(jì)量計(jì)量P值結(jié)論最大特征根P值結(jié)論HKR、M1、IP、RR和CPI不存在協(xié)整112.550.00拒絕62.640.00拒絕最多一個協(xié)整49.910.03拒絕27.850.05拒絕最多二個協(xié)整22.060.30不能拒絕13.370.42不能拒絕最多三個協(xié)整8.690.39不能拒絕6.020.61不能拒絕最多四個協(xié)整2.670.10不能拒絕2.670.10不能拒絕HKR、M2、IP、RR和CPI不存在協(xié)整110.720.00拒絕55.730.00拒絕最多一個協(xié)整54.990.01拒絕26.220.07不能拒絕最多二個協(xié)整28.770.07不能拒絕20.560.06不能拒絕最多三個協(xié)整8.210.44不能拒絕6.250.58不能拒絕最多四個協(xié)整1.960.16不能拒絕1.960.16不能拒絕HKR、LOAN、IP、RR和CPI不存在協(xié)整114.030.00拒絕54.690.00拒絕最多一個協(xié)整59.340.00拒絕30.080.02拒絕最多二個協(xié)整29.260.06不能拒絕21.150.05拒絕最多三個協(xié)整8.100.45不能拒絕7.190.47不能拒絕最多四個協(xié)整0.910.33不能拒絕0.910.34不能拒絕注：協(xié)整檢驗(yàn)的檢驗(yàn)水平為5%。表10-2各變量組合的協(xié)整檢驗(yàn)（二）協(xié)整檢驗(yàn)的穩(wěn)定性分析長期貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性至關(guān)重要。為檢驗(yàn)前文所得長期貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性，對前文所述的三組變量分別進(jìn)行遞歸協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，其跡檢驗(yàn)結(jié)果如圖10-2、圖10-3和圖10-4所示。其中，X（t）表示“Z表述”（Z-representation），而R1（t）表示“R表述”（R-representation）。H（0）|H（5）表示原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的跡統(tǒng)計(jì)值，H（1）|H（5）表示原假設(shè)為最多存在一個協(xié)整方程的跡統(tǒng)計(jì)值，H（2）|H（5）表示原假設(shè)為最多存在兩個協(xié)整方程的跡統(tǒng)計(jì)值，H（3）|H（5）表示圖10-2以M1為貨幣政策中間目標(biāo)的遞歸協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果圖10-3以M2為貨幣政策中間目標(biāo)的遞歸協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果圖10-4銀行信貸（LOAN）為貨幣政策中間目標(biāo)的遞歸協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)為最多存在三個協(xié)整方程的跡統(tǒng)計(jì)值，H（4）|H（5）表示原假設(shè)為最多存在四個協(xié)整方程的跡統(tǒng)計(jì)值。每一組統(tǒng)計(jì)值均以5%的置信水平值進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，因此，大于1的統(tǒng)計(jì)值表示在5%的置信水平下拒絕原假設(shè)。從結(jié)果來看，三組變量的跡統(tǒng)計(jì)量都非常穩(wěn)定，在大部分時間區(qū)間內(nèi)，以M1為中間目標(biāo)的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值拒絕最多存在一個協(xié)整方程的零假設(shè)，以M2為中間目標(biāo)的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值拒絕最多存在一個協(xié)整方程的零假設(shè)，以LOAN為中間目標(biāo)的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值拒絕最多存在兩個協(xié)整方程的零假設(shè)，均與前文全樣本協(xié)整檢驗(yàn)所得到的結(jié)果一致。（三）相關(guān)性分析這一部分，我們首先對關(guān)鍵變量進(jìn)行簡單相關(guān)性分析以考察香港離岸人民幣市場是否與我國貨幣政策中間目標(biāo)具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于HKR、M1、M2以及LOAN均為一階單整的存量數(shù)據(jù)，因此我們首先對其進(jìn)行去趨勢化和一階差分處理，再使用處理后的每一組數(shù)據(jù)（HKR和M1，HKR和M2，及HKR和LOAN）進(jìn)行互相關(guān)分析（Cross-CorrelationAnalysis）。三組變量的相關(guān)系數(shù)如表10-3所示。從表10-3我們觀察到，滯后0～12期的HKR均與當(dāng)期M1呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且基于聯(lián)合統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的Ljung-BoxQ-Statistics顯示兩者在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。滯后0～8期的HKR均與當(dāng)期M2呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，滯后9～12期的HKR均與當(dāng)期M2呈正相關(guān)關(guān)系，但基于0～12期和1～12期的聯(lián)合統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的Ljung-BoxQ-Statistics并不顯著，為了進(jìn)一步確定M2與HKR的互相關(guān)關(guān)系，我們基于0～8期重新進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果顯示基于1～8期的聯(lián)合統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的Ljung-BoxQ-Statistics在10%的顯著性水平上顯著。最后，滯后0～8期的HKR均與當(dāng)期LOAN呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，滯后9～12期的HKR均與當(dāng)期LOAN呈正相關(guān)關(guān)系，且基于聯(lián)合統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的Ljung-BoxQ-Statistics顯示兩者在1%的顯著性水平上顯著。以上結(jié)果表明，至少在0～8期的滯后期內(nèi)，滯后的HKR與貨幣政策中介目標(biāo)的代理變量（M1、M2、LOAN）存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且結(jié)果是穩(wěn)健的。表10-3各變量組合的相關(guān)系數(shù)（Cross-correlation）LagCrossACF（Series1＆Series2）M1＆HKRM2＆HKRLOAN＆HKR0-0.029-0.0110.0011-0.104-0.043-0.1002-0.110-0.089-0.1543-0.142-0.102-0.2544-0.209-0.245-0.2175-0.067-0.030-0.1746-0.099-0.100-0.1247-0.095-0.112-0.2198-0.070-0.011-0.0739-0.0460.0550.03510-0.1090.0600.11211-0.2230.0330.06112-0.0300.0940.128Ljung-BoxQ-StatisticsLagRange1to1224.59**（0.017）16.33（0.177）37.74***（0.000）Ljung-BoxQ-StatisticsLagRange0to1224.70**（0.025）16.35（0.231）37.74***（0.000）注：Lag表示Series2滯后Series1的階數(shù)。例如，當(dāng)Lag=5時，M1（t）（Series1）和HKR（t-5）（Series2）的相關(guān)系數(shù)為-0.067。括號中為Ljung-BoxQ-Statistics的顯著性水平。***表示在1%顯著性水平下顯著，**表示在5%顯著性水平下顯著，*表示在10%顯著性水平下顯著。表10-3各變量組合的相關(guān)系數(shù)（Cross-correlation）（四）廣義脈沖響應(yīng)分析短期貨幣需求函數(shù)由ECM模型估計(jì)所得。為直觀反映變量間短期的數(shù)量關(guān)系，本書采用了廣義脈沖響應(yīng)技術(shù)方法（Pesaran和Shin，1998）進(jìn)行分析。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖10-5、圖10-6和圖10-7所示。各圖所反映的是HKR的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊分別對M1、M2和LOAN帶來的沖擊效應(yīng)。圖10-5表示HKR一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對M1帶來顯著的負(fù)面沖擊。從沖擊效果來看，香港離岸人民幣市場的發(fā)展壯大，將會降低內(nèi)地貨幣供給量的增速，這與前文的理論模型的分析結(jié)論保持一致。同時，這種負(fù)面沖擊并非停留在當(dāng)期，而是隨著時間的推移不斷增強(qiáng)，因此貨幣政策制定者在實(shí)施貨幣政策時應(yīng)考慮到這種負(fù)面沖擊的滯后效應(yīng)，適當(dāng)提高貨幣供應(yīng)量增速的目標(biāo)值。圖10-6表示HKR一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對M2帶來的影響，沖擊效果與圖10-5類似。圖10-5HKR對貨幣供給量M1的廣義脈沖響應(yīng)圖10-6HKR對貨幣供給量M2的廣義脈沖響應(yīng)圖10-7表示HKR一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對LOAN帶來的影響。從沖擊效果看，與圖10-5、圖10-6類似，HKR的變動對LOAN的沖擊也是負(fù)面的，這說明，香港離岸人民幣市場的快速發(fā)展制約了內(nèi)地信貸的增長，這可能是由于香港離岸人民幣市場的發(fā)展對內(nèi)地信貸市場產(chǎn)生的替代效應(yīng)所致。這與前文理論模型分析的結(jié)論一致，從而印證了理論模型的預(yù)測。同時，對信貸增長的沖擊也并非停留在當(dāng)期，而是隨著時間的推移呈現(xiàn)不斷增強(qiáng)的趨勢，因此信貸政策的制定者在制定信貸增長目標(biāo)時，應(yīng)充分考慮離岸市場對內(nèi)地信貸增長的“替代效應(yīng)”，需要適當(dāng)提高信貸增長的目標(biāo)。圖10-7HKR對銀行信貸（LOAN）的廣義脈沖響應(yīng)從總體上來看，與前文的理論分析一致，香港離岸人民幣市場的發(fā)展對于貨幣政策中間目標(biāo)均具有重要的負(fù)面沖擊。即離岸人民幣市場發(fā)展會吸收中央銀行的貨幣供應(yīng)，產(chǎn)生離岸人民幣市場對內(nèi)地市場的“替代效應(yīng)”，降低貨幣政策中間目標(biāo)的有效性。從沖擊效果來看，相對于貨幣供應(yīng)量（M1、M2），離岸人民幣市場發(fā)展對銀行信貸規(guī)模的負(fù)面沖擊更強(qiáng)。以上是從總體樣本的角度來研究離岸人民幣市場對中央銀行貨幣政策中間目標(biāo)的影響，為了進(jìn)一步揭示這一影響的動態(tài)特征，本書采用滾動廣義脈沖響應(yīng)技術(shù)方法（Yang等，2006a）從動態(tài)樣本的角度考察隨著離岸人民幣市場的不斷發(fā)展和深化，其對中央銀行貨幣政策中間目標(biāo)的影響是否也發(fā)生了相應(yīng)的變化?；跐L動脈沖響應(yīng)技術(shù)方法（Yang等，2006a）的基本原理，我們以59個月作為固定窗口長度（Fixed-lengthWindow），并展開第1次廣義脈沖響應(yīng)分析，接著我們把該樣本區(qū)間的第1個觀測值去掉，同時把新的觀測值加入樣本區(qū)間的末端，并展開第2次廣義脈沖響應(yīng)分析……依次向前滾動分析，直至對2009年第12月至2014年第10月的樣本期進(jìn)行最后一次脈沖響應(yīng)分析，在此滾動分析過程中，我們把各中間目標(biāo)預(yù)測期為1、6和12的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果分別列于圖10-8、圖10-9和圖10-10。從圖上我們可以清楚地看出，在滾動分析的絕大部分樣本期內(nèi)，離岸人民幣市場對央行貨幣政策中間目標(biāo)的沖擊力度均為負(fù)，并在總體上呈現(xiàn)不斷增強(qiáng)的趨勢（除2013年11月前后出現(xiàn)一定程度的反彈）。同時我們也可以觀察到，隨著預(yù)測期的增加，離岸人民幣市場對央行貨幣政策中間目標(biāo)的負(fù)面沖擊效果不斷增強(qiáng)，這也與前面的分析結(jié)果一致。圖10-8HKR對央行貨幣政策中間目標(biāo)的滾動廣義脈沖響應(yīng)（預(yù)測期