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摘 要：依据资产组合平衡理论，冲销式干预存在利率效应，且在资本项目开放条件下，这种利率效应负向影响冲销式干预的效果。实证表明：我国冲销式干预存在利率效应，尽管当前我国资本项目处于半开放的状态，然而，冲销式干预的利率效应已经开始影响干预效果，但这种干预最终仍是有效的。
关键词： 冲销式干预；资产组合平衡理论；冲销系数；资本项目开放
中图分类号：F830.92 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2018）05-0008-07
一、引言与文献综述
2018年是我国改革开放四十周年，面对全球正在经历的新一轮发展大变革、大调整，习近平在十九大报告中强调，我国坚持对外开放的基本国策，坚持打开国门搞建设。在2018年的博鳌亚洲论坛上，习近平更是发出“中国开放的大门不会关闭，只会越开越大”的声音。
伴随着我国进一步扩大对外开放的决心，资本项目的完全开放也将提上日程，因此，在资本项目开放的条件下，冲销式干预的资产组合平衡理论（Portfolio Balance Model，PBM）研究意义重大，尤其是其提及的冲销式干预将会引起本国利率的变化，即冲销式干预的利率效应更具有研究价值。
资产组合平衡理论（PBM）于上世纪70年代提出，该理论认为，管理当局的冲销式干预虽然没有引起基础货币数量的变化，但使得本币债券和外币债券的供需发生了变化，从而将进一步引起利率的变化，即冲销式干预存在利率效应。在资本项目开放的假设条件下，利率效应将使得原先外汇市场干预的效果打折扣，但是，由于本币债券与外币债券之间是不完全可替代的，因此，利率效应不足以完全抵消外汇市场干预，所以最终来看，冲销式干预仍是有效的。
我国外汇市场干预的方向主要是干预人民币升值，一方面，通过发行央行票据和正回购等手段对基础货币的增长进行了冲销。持续的、高频的、大额的冲销抑制了商业银行的信贷扩张能力，因此，商业银行對发行央票票据和正回购并不十分积极，央行票据的发行就曾多次出现流标的情况。为了保证冲销的顺利实施，人民银行只有提高利率。另一方面，2007年8月12日，国家外汇管理局发布了《关于境内机构自行保留经常项目外汇收入的通知》，因此，2007年9月之后，资本项目的管理愈发困难。所以，我国资本项目虽然尚处于半开放、半管制的状态，但是，冲销式干预的利率效应仍有可能影响干预效果。
最早对PBM进行实证研究的是Branson、Halttunen和Masson（1977，1979）[1 ， 2]，他们对1971年8月至1978年3月美元对西德马克即期汇率、美国和德国的货币供应量以及美元资产数量的月度数据做两阶段最小二乘法2SLS估计，从而证明冲销式干预的有效性。Obstfeld（1983）在变量的选取及实证方法上与Branson等（1977）[1]基本相同，结果表明，1975-1981年在完全预期的假设下，德国中央银行在外汇市场上购买132.5亿元的德国马克并进行冲销，将导致西德马克对美元升值3%[3]。Danker等（1985）利用非线性两阶段最小二乘法NL2SLS，检验了西德马克资产、美元资产、加元资产之间的不完全可替代性，从而间接证明检验PBM和冲销式干预的有效性[4]。Keaney和MacDoneld（1986）研究表明，英格兰银行在外汇市场上购买价值为100亿美元的英镑并进行冲销，将导致英镑对美元升值3.2%；对资本流动加以限制将增加冲销式干预的有效性[5]。Dominguez和Frankel（1993）对1985-1990年美德两国的联合干预进行了实证研究，最终得出冲销式干预是有效的结论[6]。
在我国，原雪梅（1998）较早对PBM做了理论论述，但是没有分析其在我国是否成立[7]。董云巍（2001）研究表明，由于我国资本项目存在较为严格的管制措施，本币资产与外币资产是完全不可替代的，因此，基于PBM，我国冲销式干预应该是有效的[8]。刁锋（2002）的研究表明，PBM在我国是成立的，冲销式干预是有效的[9]。张荔和田岗等（2005）研究认为，我国货币政策的独立性受到了侵蚀，但并没有对冲销式干预的有效性做研究[10]。刘亦杰（2005）认为，由于我国资本项目管制程度较高，无法直接检验资产组合平衡理论，因此，人民银行的冲销操作不会对资本流动产生显著影响，从而间接证明PBM在我国成立[11]。杜晓蓉（2006）的研究认为，冲销式干预将对风险溢价产生冲击，从而使得干预效果打折扣，但并没有进行实证检验[12]。桂詠评（2008）通过Johanson协整性技术检验本国利率、外国利率、即期汇率、未来即期汇率、本国资产、外国资产六者之间是否存在长期的均衡关系，结果表明在我国是成立的，冲销式干预是有效的[13]。此后，不少学者[14-19]的类似研究都表明，我国对外汇市场干预进行了较大程度的冲销，并且冲销式干预减缓了人民币升值速度，从这一点上来看，冲销式干预是有效的。
在对国内外研究PBM的相关文献进行梳理之后，不难发现，以往的研究主要是通过PBM检验冲销式干预的有效性，而对冲销式干预的利率效应以及利率效应和汇率变化两者关系上的研究较少，因此，本文对该问题进行进一步研究。
二、理论分析
PBM认为，由于各国的经济基础、经济实力、发展潜力、风险控制、政治局势等诸多因素存在很大的差异，因此，即便在资本项目开放的条件下，本国资产与外国资产之间也并不是完全可替代的，非抵补的利率平价不成立。且持有外国货币不仅承担机会成本，在本国又不是法定流通货币，无法使用，因此，本国投资者不持有外国货币，本国投资者在本国货币、本币债券和外币债券三种类型的资产之间进行配置，从而在风险最小的情况下实现财富的最大化：W=MD+BD+FD×e。其中，W表示财富，MD表示本国货币需求数量，是关于本国利率id的增函数；BD表示本币债券需求数量，是关于本国利率id的减函数；FD表示外币债券需求数量，同样是关于本国利率id的减函数；e是直接标价法表示的汇率。在不考虑收入和财富增长、外国利率以及投资者对未来汇率预期的假设下，资产组合平衡理论有以下表达式： 其中，MS表示本国货币供给，是一个外生的变量；BS表示本币债券供给，本国利率id的提高意味着融资成本的增加，因此，是关于本国利率id的减函数；FS是外币债券供给，资产组合理论认为来源于经常项目的顺差，当本币贬值时，净出口改善，外币债券供给增加，因此，FS是关于即期汇率e的增函数。
而本币资产与外币资产之间的不完全替代性表现为：若本国利率上升，本币债券需求增加首先引起的是本币需求的减少，其次才会引起外币债券需求的减少；同理，外国利率上升，外币债券需求增加，首先引起的是本币需求的减少，其次才会引起本币债券需求的减少。因此，BD曲线斜率的绝对值大于FD曲线斜率的绝对值。
图1是PBM初始均衡状态。
假设中央银行通过冲销式干预促使本币贬值，并且冲销是完全的，在外币债券市场即外汇市场上购买外币债券，抛售本国货币，使得FS曲线向下平移，从FS1平移至FS2，均衡汇率从e1变大至e2，即本币贬值。同时，在本币债券市场上购买本国货币，抛售本币债券，使得BS曲线向右平移，从BS1平移至BS2，本国均衡利率id1从上升至id2，如图2所示。
而本国利率id上升，将导致外币债券需求减少，外币债券需求从FD1减少至FD2，导致均衡汇率从e2减小至e3，即本币升值。但是，由于外币债券和本币债券之间并不是完全可替代的，因此，由于本国利率上升而引起的本币升值并不能完全抵消由于外币债券供给增加而引起的本币贬值，因此，本币还是贬值的，即e3>e1，如图3所示。
PBM认为货币市场利率与本币债券市场利率是相等的，即同业拆借利率率与债券收益率是相等的，中央银行的冲销式干预虽然没有引起货币供应量的变化，但是引起了债券收益率的变化，从而使得同业拆借利率发生了相等的变化，否则将出现套利机会。
三、模型设计
PBM认为由于本国资产与外国资产之间并不是完全可替代的，因此，非抵补利率平价是不成立的，本國利率与外国利率之间除了预期汇率的变化率之外，还存在风险溢价（Risk Premium）：id-if=Δe/e+RP。因此，在外国利率if以及对未来汇率预期都不发生变化的假设下，促使本国货币贬值时所引起的本国利率id上升，是由风险报酬RP的上升引起的。而风险溢价RP的上升又是因为本币债券和外币债券的供需变化引起的。又因为：Δe/e=ln （f）-ln（e） ，其中，f表示的是未来的即期汇率。因此，设计模型如下：
其中，NFA表示的是国外净资产，NDA表示的是国内净资产。对式（2）进行Johanson协整性检验。当式（2）通过Johanson协整性检验时，说明PBM成立，不排除冲销式干预将会对利率产生影响的可能性。
四、时间与变量的选取
选取2007年9月至2015年7月的数据①。变量选取及数据来源如下：
1.本国利率（id）。选取上海银行间同业拆借市场一个月的拆借利率的月平均值，数据来源于上海银行间同业拆借市场网站。由于该数据用年化利率表示，因此，还需要经过算术平均，用月利率的形式来表示，即除以12。
2.外国利率（if）。选取伦敦银行间同业拆借市场美元一个月的拆借利率的月平均值，数据来源于伦敦银行间同业拆借市场网站。同样需要经过算术平均，以月利率的形式来表示。
3.即期汇率（e）。选取人民币对美元即期中间价的月平均值，数据来源于中国人民银行网站。
4.未来即期汇率（f）。选取离岸人民币对美元无本金远期中间价（NDF）的月平均值，数据来源于倚天财经行情软件。
5.国外净资产（NFA）②与国内净资产（NDA）。选取需要考察我国货币当局的资产负债表，如表1所示，数据来源于中国人民银行网络。
假设我国央行的外汇储备全部是美元资产③[10-12]。由于对国外净资产NFA进行了调整，剔除了汇率的变化对其的影响，因此，用总资产减去其他资产，再减去发行债券得出国内净资产NDA的做法不可取，故国内净资产NDA的选取只能将对政府债权、对其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权和对非金融性公司债权进行累加，再减去发行债券。
五、实证检验
为了防止伪回归现象的出现，在进行Johanson协整性检验之前，先通过ADF单位根检验来检验时间序列的平稳性，ADF单位根检验结果如表2所示。
表2显示，外国利率if、即期汇率对数形式ln（e）通过了水平检验，而本国利率id，未来即期汇率对数形式ln（f），国内净资产NDA以及国外净资产NFA未能通过水平检验，整体需要进一步进行一阶差分检验。经过进一步的一阶差分检验，所有变量都是一阶单整的，因此，本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间可能存在长期的稳定比例关系，可以进行下一步的Johanson协整性检验。
Johanson协整性检验的选项为协整方程有截距，无趋势，滞后形式经过综合考虑选取（1，2），检验结果如表3所示。
迹统计量显示，在5%的显著水平下，本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间存在六个协整关系式，因此，满足长期均衡关系。
根据资产组合平衡理论，当中央银行冲销式干预促使本币贬值时，表现为资产负债表中国外净资产NFA的增加和国内净资产NDA的减少，并导致本国利率id也将上升，因此，本国利率id理论上与国外净资产NFA是正相关的，与国内净资产NDA是负相关的，需重点考察本国利率id与国外净资产NFA、国内净资产NDA之间的协整性关系，如表4所示。
本国利率与外国利率、即期汇率、未来即期汇率、国内净资产以及国外净资产之间协整关系式表明，本国利率与国外净资产NFA之间是正相关的，与理论推导相符，而与国内净资产也是正相关的，与理论不符，这或许是因为中央银行在公开市场实施对内货币政策所导致。 为了进一步研究本国利率、外国利率、即期汇率、国内净资产以及国外净资产之间关系，将五个变量进行格兰杰因果检验，尤其是重点考察国外净资产与其他变量之间的相关性，同样是因为中央银行还会在公开市场上实施对内货币政策，有可能造成结果与理论不符的情况。根据上文，当Johanson协整性检验滞后阶数形式为（1，2）时，则格兰杰因果检验滞后阶数确定为3，格兰杰因果检验结果如表5所示。
格兰杰因果检验表明，即期汇率对数形式ln（e）与外国利率if互不为格兰杰原因，本国利率id与外国利率if互不为格兰杰原因，反映了我国资本项目处于半管制半开放的状态，本国资产与外国资产之间不是完全可替代的。外国净资产NFA是国内净资产NDA的格兰杰原因，即外国净资产NFA的变化将会引起国内净资产NDA的变化，表明我国央行对外汇市场干预操作进行了冲销。反之，国内净资产NDA不是国外净资产NFA的格兰杰原因，说明中央银行在公开市场上实施了对内货币政策。外国净资产NFA是本国利率id的格兰杰原因，即期汇率对数形式ln（e）与本国利率id互为格兰杰原因，外国净资产NFA是即期汇率对数形式ln（e）的格兰杰原因，表明我国的冲销式干预操作将会引起即期汇率和本国利率id的变化。
另外，本文还利用脉冲效应函数对本国利率id，即期汇率e，外国净资产NFA进行动态关系分析，并检验冲销式干预的有效性，图5～7的横轴均是冲击作用的滞后期间数（月度）。首先考察外国净资产NFA的变化对本国利率id的影响，如图5所示，纵轴表示本国利率id的变化，实线表示本国利率id对外国净资产NFA的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图5表明，外国净资产NFA的变化对本国利率id产生正面的影响，即外国净资产NFA的增加，致使本国利率id上升，与理论推导相符，因此，我国冲销式干预存在利率效应。接着考察本国利率id的变化对即期汇率e的影响，如图6所示，纵轴表示即期汇率e的变化，实线表示即期汇率e对本国利率id的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图6表明，本国利率id的变化对即期汇率e产生负面影响，即本国利率id的上升，致使即期汇率e升值，因此，冲销式干预的利率效应使得原先外汇市场干预的效果打折扣，所以，考察即期汇率e的升值是否会抵消中央银行在外汇市场上干预本币贬值的操作，如图7所示，纵轴表示即期汇率e的变化，实线表示即期汇率e对外国净资产NFA的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图7表明，外国净资产NFA的变化对即期汇率e产生1～3个月的短期正面影响，即外国净资产NFA的增加，致使即期汇率e短期贬值。
冲销式干预短期来看是有效的，因此，冲销式干预的利率效应并没有完全抵消原先在外汇市场上干预。
为了更加清楚地说明冲销式干预的有效性，考察即期汇率e与本国利率id、外国利率if、未来即期汇率f、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间的协整关系式，如表6所示，即期汇率e与外国净资产NFA之间是正相关的，与理论推导相符。
根据以上实证分析，基本可以得出结论：冲销式干预虽然没有引起基础货币数量的变化，但使得本币债券和外币债券的供给发生了变化，从而引起利率的变化，并且冲销式干预短期来看是有效的，因此，冲销式干预的利率效应并没有完全抵消原先在外汇市场上干预。
但是，资产组合平衡理论暗含了一个隐性假设，即冲销是完全的。因此，引入冲销系数的概念，检验冲销是完全的假设。冲销系数的值在[-1，0]的区间内，理论上冲销系数为0时，表示完全不沖销，即非冲销式干预；冲销系数为-1时，即完全冲销；介于-1～0之间，为部分冲销。具体做法是构建本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA的VAR模型，NDA与滞后1期NFA之间的系数即为冲销系数，并利用AR根检验对VAR模型的稳定性进行检验。
因此，当Johanson协整性检验滞后阶数形式为（1，2）时，则VAR模型最大滞后阶数为3，由于篇幅原因，表7所示的是部分实证结果，NDA与NFA（-1）之间的系数为-0.467463，即冲销系数为-0.467463。
由于我国外汇市场干预与冲销等数据不对外公布，以及实证存在误差等原因，因此，虽然冲销系数的测算为-0.467463，为不完全冲销，但是，接近-0.5，若能满足稳定性检验，基本认为满足冲销是完全的隐性假设。而VAR模型的稳定性检验，结果如图8所示。
AR根检验结果表明，VAR模型所有根模的倒数都小于1，即AR根都在单位圆内，因此VAR模型是稳定的，测算结果是有效的。
六、总 结
综上所述，本文通过Johanson协整性检验、格兰杰因果检验对我国冲销式干预的利率效应进行了检验；利用脉冲响应函数描述外汇市场干预、利率、汇率三者的动态关系；利用VAR模型对我国外汇市场干预的冲销系数进行了测算。结果表明：在2007年9月至2015年7月，我国对外汇市场干预进行了完全的冲销并存在着利率效应，并且，虽然资本项目处于半开放、半管制的状态，但是，冲销式干预的利率效应使得原先外汇市场干预的效果打折扣，然而，从最终结果来看，冲销式干预短期仍是有效的。
如何化解我国冲销式干预的利率效应，最好的办法就是管理当局在推动资本项目进一步开放的同时，协同推进人民币国际化和浮动汇率制度，使资本项目开放、人民币国际化、浮动汇率制度三者相互渗透，有机地互动，从而尽可能地减少对外汇市场的干预，货币政策的制定更多以国内经济基本面为立足点，提高货币政策的独立性。
最后，值得一提的是，本文利用的是VAR模型测算我国的冲销系数，该模型的缺点在于较难解释内生变量之间的结构性关系，可以通过构建中央银行的反应函数或联立方程的结构模型等其他手段对冲销系数进行测算。另外，在构建VAR模型测算冲销系数时，仅仅选取了实证检验资产组合平衡理论时所用的变量，可以进一步地拓展，将宏观经济因素、货币因素、物价因素等纳入VAR模型中，因此，如何更加精确地测算我国冲销系数将是进一步后的研究方向。 注释：
① 起始时间为2007年9月，这是因为2007年8月12日国家外汇管理局发布了《关于境内机构自行保留经常项目外汇收入的通知》，境内机构可根据经营需要自行保留其经常项目外汇收入，这意味着客户强制结售汇制度正式推出历史舞台，经常项目下外汇供需由市场来决定，人民币汇价的形成机制更加市场化。截止时间为2015年7月，这是因为2015年的“811汇改”，人民币对美元中间价一次性贬值2%，是对人民币汇价的直接调整，将有可能对统计结果产生影响。且这一期间人民币国际化和资本项目开放进程也在稳步推进：2007年12月9日，国家外汇管理局发布《积极稳妥扩大QFII和QDII的通知》；2009年4月，在上海和广东四城市开展跨境贸易人民币结算试点；2010年7月，离岸人民币市场在香港正式形成；2013年9月，上海自贸区成立，资本项目开放取得重大进展。2014年，沪港通正式启动。可见，这一期间，人民币汇价的形成机制不断完善，资本项目管制逐步放松，部分满足资产组合平衡的假设条件。
② 其他国外资产指的是特别提款权和普通提款权，由于中央银行的外汇市场干预基本不会引起货币黄金和其他国外资产数量的变化，并且，两者在总国外资产中的比重很低，因此，用外汇储备减去国外负债表示国外净资产NFA。
③ 我国外汇储备的币种结构并未对外公布，根据一些学者的测算，美元资产占外汇储备中的比重约在60%～70%之间。但是，直接使用该数据是不行的，因为汇率的变化将引起国外净资产NFA的变化，即资产的重估效应，因此，需要将汇率的变化从NFA中剔除，调整后的NFA为：NFA*t=NFAt-NFAt-1×et-et-1et-1。
参考文献：
[1] Branson W H，Halttunen H，Masson P .Exchange rates in the short run：the dollar- deutsche mark rate[J].European Economic Review， 1977，10（3）：303-324.
[2] Branson W H，Halttunen H，Masson P. Exchange rates in the short run-some further results [J].European Economic Review， 1979（12）：395-402.
[3] Obstfeld M. Exchange rates， inflation， and sterilization problem-germany， 1975-1981 [J].European Economic Review， 1983（21）：161-189.
[4] Danker D J ， R Haas，D W Henderson，et al. Small empirical models of exchange market intervention： applications to Germany， Japan， and Canada [J].Journal of Policy Modeling，1985，9（1）：143-173.
[5] Kearney C，MacDonald R. Intervention and sterilization under floating exchange rates-the UK 1973-1983 [J].European Economic Review， 1986（30）：345- 64.
[6] Dominguez K M， Frankel J A. Does foreign- exchange intervention matter？ the port folio effect[J].American Economic Review，1993， 83（5） ：1356-1369.
[7] 原雪梅.外汇市场干预政策效应分析[J].国际金融研究，1998（10）：20-24.
[8] 董云巍.西方冲销干预理论及其对我国的适用性分析[J].上海金融，2001（8）：41-43.
[9] 刁锋.中国外汇市场干预资产组合渠道有效性实证检验[J].南开经济研究，2002（3）：31-35.
[10]张荔，田岗，侯利英.外汇储备、外汇交易量与CHIBOR利率的VAR模型（2000—2004）——兼论“三元悖论”下冲销干预与货币政策的独立性[J].国际金融研究，2006（10）：55-63.
[11]刘亦杰. 我国外汇市场冲销干预研究[D].武汉：武汉大学，2005.
[12]杜晓蓉.汇率风险溢价与外汇市场干预[J].统计与决策，2006（11）：114-115.
[13]桂詠评.中国外汇干预有效性的协整分析：资产组合平衡渠道[J].世界经济，2008（1）：13-22.
[14]刘林.外汇市场干预、汇率与货币政策——兼论我国外汇市场冲销干预的有效性[J].山西财经大学学报，2010，32（9）：24-30.
[15]魏晓琴，古小华.基于资产组合模型的央行外汇干预有效性的实证研究[J].经济问题，2011（2）：99-103.
[16]郭红.我国外汇干预效力的作用机制的实证检验[J].统计与决策，2011（12）：114-117.
[17]刘佳. 中国外汇市场冲销式干预的有效性研究[D].成都：西南财经大学，2013.
[18]顾嵩楠.外汇市场冲销式干预有效性的研究[J].中国市场，2015（8）：148-150+158.
[19]王潇男. 中国外汇市场冲销式干预的有效性分析[D].北京：中国青年政治学院，2016.
[20]王永中.中国外汇储备的投资收益与多元化战略[J].国际经济评论，2013（2）：118-129+7-8.
[21]熊名奇，米运生.浅析中国外汇储备结构优化[J].当代经济，2010（14）：10-12.
[22]张斌，王勛，华秀萍.中国外汇储备的名义收益率和真实收益率[J].经济研究，2010，45（10）：115-128.
（责任编辑：宁晓青）
关键词： 冲销式干预；资产组合平衡理论；冲销系数；资本项目开放
中图分类号：F830.92 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2018）05-0008-07
一、引言与文献综述
2018年是我国改革开放四十周年，面对全球正在经历的新一轮发展大变革、大调整，习近平在十九大报告中强调，我国坚持对外开放的基本国策，坚持打开国门搞建设。在2018年的博鳌亚洲论坛上，习近平更是发出“中国开放的大门不会关闭，只会越开越大”的声音。
伴随着我国进一步扩大对外开放的决心，资本项目的完全开放也将提上日程，因此，在资本项目开放的条件下，冲销式干预的资产组合平衡理论（Portfolio Balance Model，PBM）研究意义重大，尤其是其提及的冲销式干预将会引起本国利率的变化，即冲销式干预的利率效应更具有研究价值。
资产组合平衡理论（PBM）于上世纪70年代提出，该理论认为，管理当局的冲销式干预虽然没有引起基础货币数量的变化，但使得本币债券和外币债券的供需发生了变化，从而将进一步引起利率的变化，即冲销式干预存在利率效应。在资本项目开放的假设条件下，利率效应将使得原先外汇市场干预的效果打折扣，但是，由于本币债券与外币债券之间是不完全可替代的，因此，利率效应不足以完全抵消外汇市场干预，所以最终来看，冲销式干预仍是有效的。
我国外汇市场干预的方向主要是干预人民币升值，一方面，通过发行央行票据和正回购等手段对基础货币的增长进行了冲销。持续的、高频的、大额的冲销抑制了商业银行的信贷扩张能力，因此，商业银行對发行央票票据和正回购并不十分积极，央行票据的发行就曾多次出现流标的情况。为了保证冲销的顺利实施，人民银行只有提高利率。另一方面，2007年8月12日，国家外汇管理局发布了《关于境内机构自行保留经常项目外汇收入的通知》，因此，2007年9月之后，资本项目的管理愈发困难。所以，我国资本项目虽然尚处于半开放、半管制的状态，但是，冲销式干预的利率效应仍有可能影响干预效果。
最早对PBM进行实证研究的是Branson、Halttunen和Masson（1977，1979）[1 ， 2]，他们对1971年8月至1978年3月美元对西德马克即期汇率、美国和德国的货币供应量以及美元资产数量的月度数据做两阶段最小二乘法2SLS估计，从而证明冲销式干预的有效性。Obstfeld（1983）在变量的选取及实证方法上与Branson等（1977）[1]基本相同，结果表明，1975-1981年在完全预期的假设下，德国中央银行在外汇市场上购买132.5亿元的德国马克并进行冲销，将导致西德马克对美元升值3%[3]。Danker等（1985）利用非线性两阶段最小二乘法NL2SLS，检验了西德马克资产、美元资产、加元资产之间的不完全可替代性，从而间接证明检验PBM和冲销式干预的有效性[4]。Keaney和MacDoneld（1986）研究表明，英格兰银行在外汇市场上购买价值为100亿美元的英镑并进行冲销，将导致英镑对美元升值3.2%；对资本流动加以限制将增加冲销式干预的有效性[5]。Dominguez和Frankel（1993）对1985-1990年美德两国的联合干预进行了实证研究，最终得出冲销式干预是有效的结论[6]。
在我国，原雪梅（1998）较早对PBM做了理论论述，但是没有分析其在我国是否成立[7]。董云巍（2001）研究表明，由于我国资本项目存在较为严格的管制措施，本币资产与外币资产是完全不可替代的，因此，基于PBM，我国冲销式干预应该是有效的[8]。刁锋（2002）的研究表明，PBM在我国是成立的，冲销式干预是有效的[9]。张荔和田岗等（2005）研究认为，我国货币政策的独立性受到了侵蚀，但并没有对冲销式干预的有效性做研究[10]。刘亦杰（2005）认为，由于我国资本项目管制程度较高，无法直接检验资产组合平衡理论，因此，人民银行的冲销操作不会对资本流动产生显著影响，从而间接证明PBM在我国成立[11]。杜晓蓉（2006）的研究认为，冲销式干预将对风险溢价产生冲击，从而使得干预效果打折扣，但并没有进行实证检验[12]。桂詠评（2008）通过Johanson协整性技术检验本国利率、外国利率、即期汇率、未来即期汇率、本国资产、外国资产六者之间是否存在长期的均衡关系，结果表明在我国是成立的，冲销式干预是有效的[13]。此后，不少学者[14-19]的类似研究都表明，我国对外汇市场干预进行了较大程度的冲销，并且冲销式干预减缓了人民币升值速度，从这一点上来看，冲销式干预是有效的。
在对国内外研究PBM的相关文献进行梳理之后，不难发现，以往的研究主要是通过PBM检验冲销式干预的有效性，而对冲销式干预的利率效应以及利率效应和汇率变化两者关系上的研究较少，因此，本文对该问题进行进一步研究。
二、理论分析
PBM认为，由于各国的经济基础、经济实力、发展潜力、风险控制、政治局势等诸多因素存在很大的差异，因此，即便在资本项目开放的条件下，本国资产与外国资产之间也并不是完全可替代的，非抵补的利率平价不成立。且持有外国货币不仅承担机会成本，在本国又不是法定流通货币，无法使用，因此，本国投资者不持有外国货币，本国投资者在本国货币、本币债券和外币债券三种类型的资产之间进行配置，从而在风险最小的情况下实现财富的最大化：W=MD+BD+FD×e。其中，W表示财富，MD表示本国货币需求数量，是关于本国利率id的增函数；BD表示本币债券需求数量，是关于本国利率id的减函数；FD表示外币债券需求数量，同样是关于本国利率id的减函数；e是直接标价法表示的汇率。在不考虑收入和财富增长、外国利率以及投资者对未来汇率预期的假设下，资产组合平衡理论有以下表达式： 其中，MS表示本国货币供给，是一个外生的变量；BS表示本币债券供给，本国利率id的提高意味着融资成本的增加，因此，是关于本国利率id的减函数；FS是外币债券供给，资产组合理论认为来源于经常项目的顺差，当本币贬值时，净出口改善，外币债券供给增加，因此，FS是关于即期汇率e的增函数。
而本币资产与外币资产之间的不完全替代性表现为：若本国利率上升，本币债券需求增加首先引起的是本币需求的减少，其次才会引起外币债券需求的减少；同理，外国利率上升，外币债券需求增加，首先引起的是本币需求的减少，其次才会引起本币债券需求的减少。因此，BD曲线斜率的绝对值大于FD曲线斜率的绝对值。
图1是PBM初始均衡状态。
假设中央银行通过冲销式干预促使本币贬值，并且冲销是完全的，在外币债券市场即外汇市场上购买外币债券，抛售本国货币，使得FS曲线向下平移，从FS1平移至FS2，均衡汇率从e1变大至e2，即本币贬值。同时，在本币债券市场上购买本国货币，抛售本币债券，使得BS曲线向右平移，从BS1平移至BS2，本国均衡利率id1从上升至id2，如图2所示。
而本国利率id上升，将导致外币债券需求减少，外币债券需求从FD1减少至FD2，导致均衡汇率从e2减小至e3，即本币升值。但是，由于外币债券和本币债券之间并不是完全可替代的，因此，由于本国利率上升而引起的本币升值并不能完全抵消由于外币债券供给增加而引起的本币贬值，因此，本币还是贬值的，即e3>e1，如图3所示。
PBM认为货币市场利率与本币债券市场利率是相等的，即同业拆借利率率与债券收益率是相等的，中央银行的冲销式干预虽然没有引起货币供应量的变化，但是引起了债券收益率的变化，从而使得同业拆借利率发生了相等的变化，否则将出现套利机会。
三、模型设计
PBM认为由于本国资产与外国资产之间并不是完全可替代的，因此，非抵补利率平价是不成立的，本國利率与外国利率之间除了预期汇率的变化率之外，还存在风险溢价（Risk Premium）：id-if=Δe/e+RP。因此，在外国利率if以及对未来汇率预期都不发生变化的假设下，促使本国货币贬值时所引起的本国利率id上升，是由风险报酬RP的上升引起的。而风险溢价RP的上升又是因为本币债券和外币债券的供需变化引起的。又因为：Δe/e=ln （f）-ln（e） ，其中，f表示的是未来的即期汇率。因此，设计模型如下：
其中，NFA表示的是国外净资产，NDA表示的是国内净资产。对式（2）进行Johanson协整性检验。当式（2）通过Johanson协整性检验时，说明PBM成立，不排除冲销式干预将会对利率产生影响的可能性。
四、时间与变量的选取
选取2007年9月至2015年7月的数据①。变量选取及数据来源如下：
1.本国利率（id）。选取上海银行间同业拆借市场一个月的拆借利率的月平均值，数据来源于上海银行间同业拆借市场网站。由于该数据用年化利率表示，因此，还需要经过算术平均，用月利率的形式来表示，即除以12。
2.外国利率（if）。选取伦敦银行间同业拆借市场美元一个月的拆借利率的月平均值，数据来源于伦敦银行间同业拆借市场网站。同样需要经过算术平均，以月利率的形式来表示。
3.即期汇率（e）。选取人民币对美元即期中间价的月平均值，数据来源于中国人民银行网站。
4.未来即期汇率（f）。选取离岸人民币对美元无本金远期中间价（NDF）的月平均值，数据来源于倚天财经行情软件。
5.国外净资产（NFA）②与国内净资产（NDA）。选取需要考察我国货币当局的资产负债表，如表1所示，数据来源于中国人民银行网络。
假设我国央行的外汇储备全部是美元资产③[10-12]。由于对国外净资产NFA进行了调整，剔除了汇率的变化对其的影响，因此，用总资产减去其他资产，再减去发行债券得出国内净资产NDA的做法不可取，故国内净资产NDA的选取只能将对政府债权、对其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权和对非金融性公司债权进行累加，再减去发行债券。
五、实证检验
为了防止伪回归现象的出现，在进行Johanson协整性检验之前，先通过ADF单位根检验来检验时间序列的平稳性，ADF单位根检验结果如表2所示。
表2显示，外国利率if、即期汇率对数形式ln（e）通过了水平检验，而本国利率id，未来即期汇率对数形式ln（f），国内净资产NDA以及国外净资产NFA未能通过水平检验，整体需要进一步进行一阶差分检验。经过进一步的一阶差分检验，所有变量都是一阶单整的，因此，本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间可能存在长期的稳定比例关系，可以进行下一步的Johanson协整性检验。
Johanson协整性检验的选项为协整方程有截距，无趋势，滞后形式经过综合考虑选取（1，2），检验结果如表3所示。
迹统计量显示，在5%的显著水平下，本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间存在六个协整关系式，因此，满足长期均衡关系。
根据资产组合平衡理论，当中央银行冲销式干预促使本币贬值时，表现为资产负债表中国外净资产NFA的增加和国内净资产NDA的减少，并导致本国利率id也将上升，因此，本国利率id理论上与国外净资产NFA是正相关的，与国内净资产NDA是负相关的，需重点考察本国利率id与国外净资产NFA、国内净资产NDA之间的协整性关系，如表4所示。
本国利率与外国利率、即期汇率、未来即期汇率、国内净资产以及国外净资产之间协整关系式表明，本国利率与国外净资产NFA之间是正相关的，与理论推导相符，而与国内净资产也是正相关的，与理论不符，这或许是因为中央银行在公开市场实施对内货币政策所导致。 为了进一步研究本国利率、外国利率、即期汇率、国内净资产以及国外净资产之间关系，将五个变量进行格兰杰因果检验，尤其是重点考察国外净资产与其他变量之间的相关性，同样是因为中央银行还会在公开市场上实施对内货币政策，有可能造成结果与理论不符的情况。根据上文，当Johanson协整性检验滞后阶数形式为（1，2）时，则格兰杰因果检验滞后阶数确定为3，格兰杰因果检验结果如表5所示。
格兰杰因果检验表明，即期汇率对数形式ln（e）与外国利率if互不为格兰杰原因，本国利率id与外国利率if互不为格兰杰原因，反映了我国资本项目处于半管制半开放的状态，本国资产与外国资产之间不是完全可替代的。外国净资产NFA是国内净资产NDA的格兰杰原因，即外国净资产NFA的变化将会引起国内净资产NDA的变化，表明我国央行对外汇市场干预操作进行了冲销。反之，国内净资产NDA不是国外净资产NFA的格兰杰原因，说明中央银行在公开市场上实施了对内货币政策。外国净资产NFA是本国利率id的格兰杰原因，即期汇率对数形式ln（e）与本国利率id互为格兰杰原因，外国净资产NFA是即期汇率对数形式ln（e）的格兰杰原因，表明我国的冲销式干预操作将会引起即期汇率和本国利率id的变化。
另外，本文还利用脉冲效应函数对本国利率id，即期汇率e，外国净资产NFA进行动态关系分析，并检验冲销式干预的有效性，图5～7的横轴均是冲击作用的滞后期间数（月度）。首先考察外国净资产NFA的变化对本国利率id的影响，如图5所示，纵轴表示本国利率id的变化，实线表示本国利率id对外国净资产NFA的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图5表明，外国净资产NFA的变化对本国利率id产生正面的影响，即外国净资产NFA的增加，致使本国利率id上升，与理论推导相符，因此，我国冲销式干预存在利率效应。接着考察本国利率id的变化对即期汇率e的影响，如图6所示，纵轴表示即期汇率e的变化，实线表示即期汇率e对本国利率id的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图6表明，本国利率id的变化对即期汇率e产生负面影响，即本国利率id的上升，致使即期汇率e升值，因此，冲销式干预的利率效应使得原先外汇市场干预的效果打折扣，所以，考察即期汇率e的升值是否会抵消中央银行在外汇市场上干预本币贬值的操作，如图7所示，纵轴表示即期汇率e的变化，实线表示即期汇率e对外国净资产NFA的脉冲响应函数，虚线表示正负1倍标准差的偏离带。
图7表明，外国净资产NFA的变化对即期汇率e产生1～3个月的短期正面影响，即外国净资产NFA的增加，致使即期汇率e短期贬值。
冲销式干预短期来看是有效的，因此，冲销式干预的利率效应并没有完全抵消原先在外汇市场上干预。
为了更加清楚地说明冲销式干预的有效性，考察即期汇率e与本国利率id、外国利率if、未来即期汇率f、国内净资产NDA以及国外净资产NFA之间的协整关系式，如表6所示，即期汇率e与外国净资产NFA之间是正相关的，与理论推导相符。
根据以上实证分析，基本可以得出结论：冲销式干预虽然没有引起基础货币数量的变化，但使得本币债券和外币债券的供给发生了变化，从而引起利率的变化，并且冲销式干预短期来看是有效的，因此，冲销式干预的利率效应并没有完全抵消原先在外汇市场上干预。
但是，资产组合平衡理论暗含了一个隐性假设，即冲销是完全的。因此，引入冲销系数的概念，检验冲销是完全的假设。冲销系数的值在[-1，0]的区间内，理论上冲销系数为0时，表示完全不沖销，即非冲销式干预；冲销系数为-1时，即完全冲销；介于-1～0之间，为部分冲销。具体做法是构建本国利率id、外国利率if、未来即期汇率对数形式ln（f）、即期汇率对数形式ln（e）、国内净资产NDA以及国外净资产NFA的VAR模型，NDA与滞后1期NFA之间的系数即为冲销系数，并利用AR根检验对VAR模型的稳定性进行检验。
因此，当Johanson协整性检验滞后阶数形式为（1，2）时，则VAR模型最大滞后阶数为3，由于篇幅原因，表7所示的是部分实证结果，NDA与NFA（-1）之间的系数为-0.467463，即冲销系数为-0.467463。
由于我国外汇市场干预与冲销等数据不对外公布，以及实证存在误差等原因，因此，虽然冲销系数的测算为-0.467463，为不完全冲销，但是，接近-0.5，若能满足稳定性检验，基本认为满足冲销是完全的隐性假设。而VAR模型的稳定性检验，结果如图8所示。
AR根检验结果表明，VAR模型所有根模的倒数都小于1，即AR根都在单位圆内，因此VAR模型是稳定的，测算结果是有效的。
六、总 结
综上所述，本文通过Johanson协整性检验、格兰杰因果检验对我国冲销式干预的利率效应进行了检验；利用脉冲响应函数描述外汇市场干预、利率、汇率三者的动态关系；利用VAR模型对我国外汇市场干预的冲销系数进行了测算。结果表明：在2007年9月至2015年7月，我国对外汇市场干预进行了完全的冲销并存在着利率效应，并且，虽然资本项目处于半开放、半管制的状态，但是，冲销式干预的利率效应使得原先外汇市场干预的效果打折扣，然而，从最终结果来看，冲销式干预短期仍是有效的。
如何化解我国冲销式干预的利率效应，最好的办法就是管理当局在推动资本项目进一步开放的同时，协同推进人民币国际化和浮动汇率制度，使资本项目开放、人民币国际化、浮动汇率制度三者相互渗透，有机地互动，从而尽可能地减少对外汇市场的干预，货币政策的制定更多以国内经济基本面为立足点，提高货币政策的独立性。
最后，值得一提的是，本文利用的是VAR模型测算我国的冲销系数，该模型的缺点在于较难解释内生变量之间的结构性关系，可以通过构建中央银行的反应函数或联立方程的结构模型等其他手段对冲销系数进行测算。另外，在构建VAR模型测算冲销系数时，仅仅选取了实证检验资产组合平衡理论时所用的变量，可以进一步地拓展，将宏观经济因素、货币因素、物价因素等纳入VAR模型中，因此，如何更加精确地测算我国冲销系数将是进一步后的研究方向。 注释：
① 起始时间为2007年9月，这是因为2007年8月12日国家外汇管理局发布了《关于境内机构自行保留经常项目外汇收入的通知》，境内机构可根据经营需要自行保留其经常项目外汇收入，这意味着客户强制结售汇制度正式推出历史舞台，经常项目下外汇供需由市场来决定，人民币汇价的形成机制更加市场化。截止时间为2015年7月，这是因为2015年的“811汇改”，人民币对美元中间价一次性贬值2%，是对人民币汇价的直接调整，将有可能对统计结果产生影响。且这一期间人民币国际化和资本项目开放进程也在稳步推进：2007年12月9日，国家外汇管理局发布《积极稳妥扩大QFII和QDII的通知》；2009年4月，在上海和广东四城市开展跨境贸易人民币结算试点；2010年7月，离岸人民币市场在香港正式形成；2013年9月，上海自贸区成立，资本项目开放取得重大进展。2014年，沪港通正式启动。可见，这一期间，人民币汇价的形成机制不断完善，资本项目管制逐步放松，部分满足资产组合平衡的假设条件。
② 其他国外资产指的是特别提款权和普通提款权，由于中央银行的外汇市场干预基本不会引起货币黄金和其他国外资产数量的变化，并且，两者在总国外资产中的比重很低，因此，用外汇储备减去国外负债表示国外净资产NFA。
③ 我国外汇储备的币种结构并未对外公布，根据一些学者的测算，美元资产占外汇储备中的比重约在60%～70%之间。但是，直接使用该数据是不行的，因为汇率的变化将引起国外净资产NFA的变化，即资产的重估效应，因此，需要将汇率的变化从NFA中剔除，调整后的NFA为：NFA*t=NFAt-NFAt-1×et-et-1et-1。
参考文献：
[1] Branson W H，Halttunen H，Masson P .Exchange rates in the short run：the dollar- deutsche mark rate[J].European Economic Review， 1977，10（3）：303-324.
[2] Branson W H，Halttunen H，Masson P. Exchange rates in the short run-some further results [J].European Economic Review， 1979（12）：395-402.
[3] Obstfeld M. Exchange rates， inflation， and sterilization problem-germany， 1975-1981 [J].European Economic Review， 1983（21）：161-189.
[4] Danker D J ， R Haas，D W Henderson，et al. Small empirical models of exchange market intervention： applications to Germany， Japan， and Canada [J].Journal of Policy Modeling，1985，9（1）：143-173.
[5] Kearney C，MacDonald R. Intervention and sterilization under floating exchange rates-the UK 1973-1983 [J].European Economic Review， 1986（30）：345- 64.
[6] Dominguez K M， Frankel J A. Does foreign- exchange intervention matter？ the port folio effect[J].American Economic Review，1993， 83（5） ：1356-1369.
[7] 原雪梅.外汇市场干预政策效应分析[J].国际金融研究，1998（10）：20-24.
[8] 董云巍.西方冲销干预理论及其对我国的适用性分析[J].上海金融，2001（8）：41-43.
[9] 刁锋.中国外汇市场干预资产组合渠道有效性实证检验[J].南开经济研究，2002（3）：31-35.
[10]张荔，田岗，侯利英.外汇储备、外汇交易量与CHIBOR利率的VAR模型（2000—2004）——兼论“三元悖论”下冲销干预与货币政策的独立性[J].国际金融研究，2006（10）：55-63.
[11]刘亦杰. 我国外汇市场冲销干预研究[D].武汉：武汉大学，2005.
[12]杜晓蓉.汇率风险溢价与外汇市场干预[J].统计与决策，2006（11）：114-115.
[13]桂詠评.中国外汇干预有效性的协整分析：资产组合平衡渠道[J].世界经济，2008（1）：13-22.
[14]刘林.外汇市场干预、汇率与货币政策——兼论我国外汇市场冲销干预的有效性[J].山西财经大学学报，2010，32（9）：24-30.
[15]魏晓琴，古小华.基于资产组合模型的央行外汇干预有效性的实证研究[J].经济问题，2011（2）：99-103.
[16]郭红.我国外汇干预效力的作用机制的实证检验[J].统计与决策，2011（12）：114-117.
[17]刘佳. 中国外汇市场冲销式干预的有效性研究[D].成都：西南财经大学，2013.
[18]顾嵩楠.外汇市场冲销式干预有效性的研究[J].中国市场，2015（8）：148-150+158.
[19]王潇男. 中国外汇市场冲销式干预的有效性分析[D].北京：中国青年政治学院，2016.
[20]王永中.中国外汇储备的投资收益与多元化战略[J].国际经济评论，2013（2）：118-129+7-8.
[21]熊名奇，米运生.浅析中国外汇储备结构优化[J].当代经济，2010（14）：10-12.
[22]张斌，王勛，华秀萍.中国外汇储备的名义收益率和真实收益率[J].经济研究，2010，45（10）：115-128.
（责任编辑：宁晓青）