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1、第三组 宏观经济增长与发展（字数15,000）货币错配对我国货币政策影响的实证研究宋健1 贺庆春 作者简介：宋健（1967.10-），男，广东金融学院工商管理系工商管理教研室主任，副教授，金融学博士，研究方向：货币政策；贺庆春（1973.07-），男，广东省农村信用社联合社，金融学博士，研究方向：现代金融理论与政策。2（1.广东金融学院工商管理系；2.广东省农信社联合社）【摘要】货币错配是发展中国家普遍存在的现象，严重的货币错配会影响货币当局对货币供求变化的测度，造成货币手段调节经济的失灵，进而对一国的经济金融造成较大的冲击。本文在对国内外相关文献进行梳理后，通过实证检验，发现货币错配在我国对
2、M1产生的影响较为直接和迅速，对M2产生的影响较为持久，影响的程度也更大。冲击响应的正效应在经历了衰减和振荡后仍然保持在较高的位置，这说明货币错配对我国货币供应量的影响是长期的，协整检验结果揭示我国货币错配程度与货币供给量之间呈现较强的正相关性，这不仅削弱了央行的独立性，而且还可能导致以货币供应量为中介目标的货币政策的弱化甚至失灵，最后本文对加强货币错配的审慎性监管提出了具体的建议。关键词 货币错配 货币政策 协整检验中图分类号：F015.3 文献标识码：A Empirical study on the monetary policy effectaroused by currency mis
3、matchAbstracts: Currency mismatch is ubiquitous in emerging markets. Serious currency mismatch can affect the stability of economy and the effect of the economic policy. nd, it will lead to the failure of monetary tools. Having reviewed the relative papers, we find the effect of currency mismatch on
4、 M1is directly and quickly and the effect on M2 is constantly and deeply through our empirical tests. The effect of impulse-response remains high after the attenuation and vibration. It tells us the impact of currency mismatch is long-term. Cointegration test shows that relationship between currency
5、 and currency supply is positively correlative. Not only does the currency mismatch weaken the independence of central bank, it also interfere with the monetary policies which arm at the currency supply amount. Finally, we provide specific suggestions on how to monitor the currency mismatch.Key word
6、s: currency mismatch; monetary policy; cointergration test一、 文献综述和研究现状“货币错配”是指由于一个权益实体（国家、银行、企业、居民等）的资产负债表以不同的货币计值，导致其净值或净收入（或两者同时存在）对汇率波动的反应非常敏感的现象。货币政策是否有效或者说效果如何很大程度上取决于货币当局是否有能力控制货币供给的数量，而货币供给量是否可控，本身就是货币金融理论发展史上争论已久的问题。货币供给的内生性是指货币供给数量的变动，主要取决于经济体系中的微观经济主体的行为，而不是取决于货币当局的政策意愿，因而从这个意义上来说，货币当局并不能有
7、效的控制货币供给量；货币供给的外生性则是指货币供给量主要取决于货币当局。从政策含义来看，如果货币供给是内生的，那就意味着货币供给数量是被动的决定于客观经济过程，货币当局并不能有效的控制货币供给，货币政策特别是以货币供给量为操作目标的货币政策的调节作用就是有限的。Bussire et al. (2004)对30个新兴市场经济国家进行了实证，结果显示在货币错配严重的国家如果其当期面临偿付力约束时往往会激化期限错配的程度，而货币错配和期限错配两者交错影响会进一步导致一国产出的不稳定，而这将会增加政策执行的难度；Jeanne & Zettelmeyer（2002）建模分析了发展中国家银行和企业存在的两
8、种情况：一种为货币错配与期限错配并存，一种为仅仅存在货币错配的情况，并通过模型得到，私人部门资产负债表上的货币错配和期限错配制约了货币政策和财政政策应对资本账户危机的能力；Bordo(2006) 对18701914年间12个新兴的市场经济国家历次金融危机中的货币错配程度进行了考察，结果发现危机时货币错配程度越高，则爆发金融危机的可能性就会越大；Allen et al.（2002）分析了新兴市场经济国家在危机中的资产负债状况，认为几乎所有的危机都伴随着严重的货币错配问题；Bunda（2003）认为在金融自由化和金融监管缺失的情况下，新兴市场经济国家资产负债表上的货币错配和期限错配相互结合会导致短
9、期外币债务和投资的内生性累积，使其货币面临升值的压力； Cowan et al.（2005）指出，实行有管理的浮动汇率制度可以通过消除隐性的汇率保险和迫使企业把汇率风险内在化而降低敞口风险，从而把货币错配的风险控制在合理的范围内；而Mckinnon（2001）则认为更具弹性的汇率会增加对冲的成本，从而不会导致货币错配风险的降低；Eichengreen et al. (2005，2003a，2003c) 提出了MISMATCH指标来测量货币错配程度，并检验了MISMATCH指标与AECM指标的相关度；Allen 和 Christopher（2002）认为新兴市场经济国家政府和私人两部门的资产负债
10、均存在着期限错配、货币错配、资本结构错配的情况，而部门的错配引起的危机会在部门之间相互传染，最终会引起整个国家的危机。因此，国家的货币政策、财政政策和汇率政策的调整以及国家的干预不仅应针对国家的错配，还应重视内部各部门的错配情况；Aghion et al.(2004) 提出在企业存在着货币错配的情况时，本币的贬值在名义价格刚性下会增加企业的外币债务、降低其利润率，进而影响到企业的融资能力，这会引起本国投资和产出的下降并最终会降低对本国货币的需求，引起本币的进一步贬值；Goyal & Mckinnon (2002) 通过扩展的非抵补利率平价理论重点分析了以日本为代表的拥有巨额净外币资产国家的货币
11、政策的效率问题，结果发现：由于货币当局被迫更加注重外部平衡问题，货币供应量更多的受到了微观经济主体行为的影响，这使得货币政策对经济的调节能力受到了很大的削弱； Jizhong Zhou & Jrgen von Hagen(2004) 发现经济规模较大、通货膨胀率较高以及货币错配较为严重的发展中国家害怕汇率浮动(fear of floating)，为此这些国家不得不依靠其外汇储备频繁干预外汇市场，这使得这些国家的外汇储备波动较大，货币政策面临较大的压力。相对而言，国内的研究尚处于起步阶段，李扬（2005）认为当前我国也存在着较为严重的货币错配（但他并未对之进行测算），提出加强对我国货币错配问题的
12、研究对当前汇率制度的改革有着重要的意义；夏建国、史安娜、曹广喜（2006）采用Goldstein & Turner（2004）所创设的AECM指数粗略测算了1996年2005年间我国的货币错配程度，认为当前我国存在着一定程度的货币错配；裴平、孙兆斌（2006）测算了1985年2004年间我国的AECM指数，他们认为我国存在着非常严重的货币错配水平；陈晓莉（2005）以Jacklin & Bhattacharya（1988）所构建的货币危机模型为基础，分析了在汇率升值的情况下，只要银行部门及其客户存在相当多的外币资产、本币负债的货币错配情况，并且这种错配情况可以被部分存款人所观察到，那么就有可能
13、引发银行部门的流动性危机；刘少波、贺庆春（2007）认为我国货币错配可以分成缓慢上升期、快速上升期、回落期和回涨期四个阶段。综上可见，货币错配现象已经引起了国内外学者的较大关注，而国外的研究则显示，货币错配与金融危机有着较为紧密的联系，较严重的货币错配在汇率出现较大幅度的剧烈变动时可以对一国的经济金融造成较大的冲击。目前，国内的研究已经显示我国存在着较为严重的货币错配问题，但是由于我国的货币错配具有自身的独特性，呈现为一种净外币资产为正的形态 参见刘少波，贺庆春（2007）。，面临本币大幅升值而引致的风险，传统的汇率理论难以对之做出准确的解释。基于此，根据我国与日本在拥有巨额净外币资产正形态方
14、面的相似性，本文借助Goyal & Mckinnon (2002) 14 的分析范式，根据货币错配的负风险溢价理论，从理论上分析货币错配对我国货币政策所造成的影响，然后通过实证检验其具体影响的深度和广度。二、基于负风险溢价理论的货币错配下我国货币供求的理论分析（一） 负风险溢价理论风险调整的非抵补利率平价理论认为在资本不完全流动和不完全替代的情况下，因为外国资产的有效收益受到将来汇率变动不确定的影响，因此外国资产的风险比本国资产的风险要大，如果投资者是厌恶风险的，就需要外国资产加以风险补贴，则外汇市场的均衡条件为： i=i*+ se + （1）其中：i本国名义利率，i*为国外名义利率，se预期
15、的汇率变动，风险补贴。从该式可见，在本外币利率不变的情况下，如果本币存在升值的预期（se为负），那么外币资产持有者面临的风险就会加大，这也就意味着值必须相应增加。由此可见，等式右边代表经风险调整后的本币收益率。由于汇率的变动会导致其以本币计值的净资产价值的变化，尤其是对于那些负债以本币计值的投资者来说，外币资产比本币资产的风险要大的多。基于此，他们认为在汇率波动的情况下，为了吸引投资者持有外币资产，必须为外币资产支付额外的收益，并且高于由汇率变动而引致的收益。由此可见，值是于投资者的净外币资产暴露程度密切相关的，净外币资产头寸越大，其所承受的汇率风险也越大，投资者所要求的风险补贴也将会越大。并
16、且，他们进一步认为，对于持有巨额净外币资产头寸的债权国来说，为了降低本币升值的压力，其利率水平必须要维持在低于美元利率的水平上，这使得持有外币资产可以获得较高的收益，但是对于负债以本币计值的投资者来说，其外币资产的要比本币资产的风险大。由此，他们得出在国内外利差为负的情况下，值将为负值，并且净外币资产越大，负的值越大，值与净外币资产头寸的大小呈反向的关系。（二） 流动性陷阱中的货币政策两难由公式（1）可见，为了在本币升值的预期下，保持私人机构的本币和外币之间的组合不变，央行可以通过降低本国利率来达到降低本币升值预期的目的。但是，当名义利率降到极低的水平时，假定i=0时，央行将会陷入一种被动的零
17、利率陷阱中。图1揭示了名义利率为零时的货币政策所面临的两难选择 引自Ronald I.MicKinnon著，王信、何为译：美元本位下的汇率东亚高储蓄两难 M，北京：中国金融出版社， 2005。 图1 负风险溢价和流动性陷阱图中的粗线代表高于零的利率平价：i=i*+ se + 。在名义利率为零时，在其它条件不变时，利率i*的下跌或是se的下降（表示本币升值预期的出现）将会导致i*+ se的下降，这就意味着经风险调整后的外币资产的本币回报率为负，i0 i*+ se + 。此时，投资者将会重新调整自己的资产组合结构，卖出过多的外币资产，买入本币资产。由于调整后的资产组合中外汇风险暴露获得了减少，负风
18、险溢价（）将会变小，投资者的资产组合将会恢复到均衡水平：i0i*+ se + 。但是，投资者的资产选择行为会对本币升值施加了额外的压力，由于名义利率已经为零，央行已经无法通过调低利率的调整来消减本币进一步升值的预期，因此央行只有通过在外汇市场上买入过多的外币资产（降低），来使整个市场达到均衡。但是，这种均衡是非常脆弱和不稳定的，因为如果出现外国利率i*的进一步下降或者来自经常项目的新的外币资产的积累将会导致上述资产组合的重新配置和外汇干预。通过以上分析可见，在国内利率接近于零的流动性陷阱里，官方外汇干预必然会通过减少私人部门所持有的外币资产，持续的调整，以便保证在本币不升值的条件下保持私人组合
19、的均衡，而这必然会对该国的货币供给量产生较大的影响。（三）货币错配对我国货币政策的影响目前，随着我国的经常项目和资本项目的连年顺差导致我国的净外币资产总量不断上升，同时也面临着一些国家不惜以贸易制裁相威胁要求人民币升值，这使得人民币升值的预期愈加强烈。从公式（1）可见，这会导致等式右边的i*+se 将会下降，这就意味着经风险调整后的外币资产的本币回报率下降。在这种情况下，投资者就会把一部分外币资产转化为本币资产，以减少风险暴露的程度，由负风险溢价理论可知，投资者的行为会进一步增加对人民币升值的压力。在这种情况下，从公式（1）来看央行有以下几种选择：其一，让人民币升值；其二，降低国内利率水平；其
20、三，进行干预，防止人民币的升值。从目前的情况来看，人民币的过快升值不仅不利于我国经济的稳定，同时也可能使得我国的经济进入紧缩的不利局面。而为了防止市场上对于人民币升值预期的不断强化，虽然央行可以通过降低利率的方式来达到，但是由于目前我国的经济已经处于一种过热的状态中，显然降低利率也是不利于国家的发展的 截至2008年3月，我国一年期金融机构再贷款利率为4.68%，而美元同期联邦基金在2.25%左右，倒利差约为2.43%。这也说明在当前货币错配程度较为严重的情况下，为了消减对人民币升值的预期，央行不得不面临中美两国的倒利差引起的境外热钱涌入的风险。基于此，我们才看到央行不得不频繁的通过对外汇市场
21、进行干预，收购多余的美元资产，虽然为了防止由此而带来的货币供应量的快速增长，央行通过公开市场业务进行了对冲，但是相对于净外币资产的增长，这还是不够的。由此可见，在当前较为严重的货币错配的压力下，央行不得不更多的关注外部平衡问题，这导致了在微观经济主体行为到宏观货币投放之间存在着一种内在的联系，货币供给量受到了微观经济主体行为的较大影响，货币供给的内生性增强，这在削弱央行独立性的同时，必然会使的当前我国以货币供应量为中介目标的货币政策的效果受到了较大影响。三、 对货币错配与货币供给量之间关系的协整检验（一）检验方法的说明首先，由于大多数时间序列是不平稳的，所以需要先对各变量作单位根检验。其次，用
22、JJ检验法对进行各变量之间的关系作协整检验。再次，利用向量误差修正模型（VECM）建立各个变量之间的短期均衡关系，将长期均衡关系作为误差纠正项纳入方程中，以反映短期波动偏离长期均衡的程度。接着，利用Wald检验对误差修正模型各方程系数的显著性进行联合检验，从而判别各变量因果关系的方向。最后，利用脉冲响应函数分析各个变量之间的相互作用的动态特征（实证中采用的计量软件为Eviews5.0）。表1 1986-2005年间M1、M2和AECM的变动情况 M1和M2数据来自有关各年的中国金融年鉴银行概览，货币错配指数（AECM）的数值计算及其检验情况见刘少波、贺庆春（2007），为了使得各个序列趋势线性
23、化，同时消除异方差，对各个序列取自然对数，进而分析各变量间的弹性。 单位：亿元人民币年份1986198719881989199019911992199319941995M14745.75714.66950.57347.18793.710866.615015.718694.920540.723987.1M26720.98330.910099.811949.615293.719349.925402.234879.846923.560750.5AECM(%)2.944.114.274.4510.2511.3811.8911.3216.8914.71年份199619971998199920002001
24、2002200320042005M128514.834826.338953.745837.253147.259871.670881.884118.695969.7107278.7M276094.990995.3104498.5119897.9134610.3158301.9185007221222.8254107298755.7AECM(%)17.1621.6719.6917.4516.3217.4516.4013.1614.0016.35（二）实证检验 1.时间序列采用ADF检验其平稳性，检验结果见表2。表2 各序列单位根检验变量ADF值临界值AICSC检验类型（C,T,M）检验结果LAEC
25、M-1.72414914.532598*-0.099970.049152(C,T,0)不平稳LAECM-4.31270713.857386*0.157320.25625(C,0,0)平稳LM1-1.256825-1.256825*-2.722510-2.573388(C,T,0)不平稳LM1-4.977404-4.66883*-3.219573-2.978139(C,T,2)平稳LM2-1.849536-3.286909*-3.742791-3.544931(C,T,1)不平稳LM2-3.350147-3.310349*-3.864039-3.622605(C,T,2)平稳注： *，*，*分别
26、表示显著性水平为1，5，10%； 根据AIC和SC最小来选择滞后阶数； （C,T,M）中，C为常数项，T为趋势项，M为滞后期，常数项和趋势项根据各序列的特点来选择，滞后期根据AIC信息准则确定。 ADF检验结果表明,水平项没有一个序列是平稳的，而它们的一阶差分均是平稳的时间序列，这说明各个变量均是一阶单整序列，从而可以进行协整分析。2.协整检验。采用了JJ法进行协整分析，主要根据AIC和SC准则来选取滞后阶数，结果表明LM1与LAECM之间当P1是最优的。而LM2与LAECM之间当P2时是最优的。下面运用JJ法分别对LM1与LAECM以及LM2与LAECM之间的关系进行协整检验，检验的结果见表
27、3和表4。表3 LM1与LAECM之间关系的协整检验结果协整秩H0迹统计量5临界值10%临界值r=0*26.5119625.8721123.34234r17.65059712.5179810.66637协整秩H0最大特征根统计量5临界值10%临界值r=0*18.8613719.3870417.23410r17.65059712.5179810.66637注：*，*，*分别表示显著性水平为1%，5%和10%，下表同。 表4 LM2与LAECM之间关系的协整检验结果协整秩H0迹统计量1临界值5%临界值r=0*35.9701031.1538525.87211r111.2265816.5538612.
28、51798协整秩H0最大特征根统计量1临界值5%临界值r=0*24.7435223.9753419.38704r111.2265816.5538612.51798 由表3和表4可见，迹统计量和最大特征根统计量均显示在10%的显著性水平下，在LM1和LAECM之间只存在一个协整关系，而在1%的显著性水平下，LM2和LAECM之间也只存在一个协整关系，经正规化的标准方程分别为：LM1 = 0.192683LAECM + 0.149832TREMD(87) (2) (0.03101) (0.00350)LM2 = 0.398252LAECM + 0.169620TREND(87) (3) (0.03
29、078) (0.00400) 注：括号中的数值表示的是协整系数估计值的渐进标准差。 由等式（2）和（3）可见，各变量系数的符号与前文的预期是相一致的。两等式显示，货币错配程度每上升（下降）1%，分别会导致M1上升（下降）0.2%，M2上升（下降）0.4%。3.向量误差纠正模型（VECM）。由前面的分析可知M1、M2和货币错配程度之间存在着长期均衡关系，但不能反映经济变量间的短期动态关系，这就需要建立误差修正模型来研究经济变量间的短期动态关系。根据Granger表示定理,如果非平稳变量之间存在协整关系,则可以建立误差修正模型。 LM1t 0.115255 + 0.388402LM1t-1 - L
30、AECM t-1 0.9116CointEq1 （4） (4.19061*) (2.14326*) (-2.08603*) (-5.08226*) Adj.R20.614890， S.E.=0.037886, F-statistic10.04773注：括号内为各变量系数的t值，*，*，*分别表示显著水平为1%，5%和10%（下同）。LM2t 0.027504 + 0.417051LM2t-1 + 0.519508LM2 t-2 （5） （1.05111） （1.62342） （1.75872）0.146963LAECM t-1 0.094257LAECM t-2 0.522557 CointE
31、q1 （-3.39084*） （-2.04692*） （-3.92278*）Adj.R20.82339， S.E.=0.025969, F-statistic15.91898由于模型（5）中一些变量的系数不显著，因此按照从一般到特殊的原则，把t值不显著的变量逐个剔除进行重新进行估计，修正后的模型为：LM2t 1.089592LM2 t-2 0.179451LAECM t-1 0.15431LAECM t-2 （6） （24.82777*） （-4.217491*） （-4.188195*） 0.697532 CointEq1 (-6.727963*) Adj.R2=0.798028, S.E.
32、=0.027771, F-statistic16.93215由模型（4）和（6）中可以看到，短期内LAECM系数符号与长期是相反的，并且较不显著。但是通过对误差进行方差分解（见表5）为了说明货币错配对各层次货币供应量的影响程度,有必要进一步对上述模型做方差分解,即对脉冲响应函数中的各个冲击项同时对一个解释变量回归所得到的说明系数，进行正交化“分解”，以测算出各个冲击项自身对被解释变量的独立的“贡献度”。，我们看到，随着时间的推移，货币错配程度对M1和M2的贡献度将会不断增加。其中，在第5期以后，货币错配对M1的贡献度持续在80%以上，而从第8期以后货币错配对M2的贡献度也持续在40%以上，这说
33、明，货币错配程度的变化对我国货币供应量的变化有着较大的影响。从误差纠正系数来看可见，当每年M1和M2短期波动偏离长期均衡时，将分别以（-0.9116）和（-0.522557）的调整力度被拉回到均衡状态。表5 M1和M2预期误差的方差分解结果4.因果关系的确定。虽然由前面的分析我们已经知道，变量之间存在的长期和短期关系，但是变量之间是否存在因果关系还需要作进一步的验证。下面在前述所构建的VECM模型的基础上，利用Wald检验来分析变量间的葛兰杰因果关系。由表6的检验结果可见，在5%的显著性水平上，货币错配是导致M1增长的葛兰杰原因；而在1%的显著性水平上，货币错配是导致M2增长的葛兰杰原因。 表
34、6 货币错配与M1、M2之间的因果检验原假设 统计量自由度P值LAECM不是LM1的葛兰杰原因4.35152410.0370LM1不是LAECM的葛兰杰原因1.15403210.2827LAECM不是LM2的葛兰杰原因11.4986120.0032LM2不是LAECM的葛兰杰原因0.44357020.80115.脉冲响应分析。由于VAR中不同方程的随机误差项Ui之间存在同期相关，需要构造一个正交矩阵将同期相关的冲击项转换为同期不相关的冲击项。本文采用Cholesky分解方法得到脉冲响应。图2 M1对货币错配冲击的响应 图3 M2对货币错配冲击的响应结论：图2和图3分别显示了M1和M2对与货币错
35、配的随机误差项冲击的响应。两个响应都是正向的，M1对冲击的响应在第4期达到峰值，M2对冲击的响应在第7期达到峰值，这说明货币错配对M1产生的影响较为直接和迅速。而从程度上来看，货币错配对M2产生的影响较为持久，影响的程度也较大。而后两个响应的正效应都经历了衰减和振荡，但是最终都保持在较高的位置，这说明货币错配对我国货币供应量的影响是较为持久的。四、启示和政策建议以上分析说明，在汇率波动较大的情况下，面临货币错配风险的微观经济主体的资产调整行为可能导致我国货币需求函数的不稳定，央行为了保持人民币汇率的稳定而不得不频繁入市进行干预，在货币的供应机制上存在着一条从微观到宏观的“倒逼”内生机制，导致我
36、国的货币供给量受到微观经济主体行为的较大影响；而协整检验结果揭示：我国货币错配程度与货币供给量之间呈现较强的正相关性，方差分解和脉冲响应函数的结果则揭示货币错配对货币供给量所造成的影响是长期的，这不仅削弱了央行的独立性，而且还直接导致了当前以货币供应量为中介目标的货币政策效果的弱化。而负风险溢价理论的分析结果则显示，在一定条件下，有可能导致货币政策陷入流动性陷阱之中，导致货币政策的完全失效。因此，本着进一步完善金融监管机制，加强对货币错配的审慎性监管的目的，应当做到以下几点：首先，加强对银行等金融机构货币错配的监管。由于银行等金融机构不仅仅会面临直接的货币错配同时还面临着潜在的间接货币错配，并
37、且随着衍生工具的不断发展和完善，潜在的表外业务所引致的风险也必将日益突出，基于此，特别要注意对潜在的间接货币错配问题的监管。其次，加强对贸易类企业货币错配程度的监控，防止微观经济主体货币错配行为对宏观货币供求产生“牛鞭效应”。在理论上，仅仅是存在严重货币错配的贸易企业就可以引发一国的经济金融危机。特别是在目前我国资本项目没有完全放开，人民币升值预期不断强化的情况下，大量的热钱通过贸易形式流入国内，加剧了当前的货币错配风险。最后，加快推进存款保险制度的制订和实施。随着汇率形成机制弹性化的不断增强，微观经济主体对货币错配风险会越发敏感，其行为会通过资产负债表效应而放大，在这种情况下，金融部门尤其是
38、银行会首当其冲。虽然央行可以通过履行“最后贷款人”的职责削减这种冲击，但是在其操作方向与经济的总体状况相矛盾的情况下，这可能会进一步加剧经济的振荡，导致经济金融的不稳定。而“存款保险制度”则不仅可以通过为存款提供担保而稳定储户的预期，同时其援助行为也不会对宏观经济造成较大的冲击。参考文献1Matthieu Bussire, Marcel Fratzscher and Winfried Koeniger, Currency Mismatch, Uncertainty and Debt StructureM, ECB Working Paper, 20040409.2Jeanne, O. and
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