央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的影響因素分析——基于VAR模型的視角

1、央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的影響因素分析基于VAR模型的視角【問題探討】 央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的影響因素分析 基于VAR模型的視角 徐憲政，張 睛 (山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 7><250100) 摘要：近年來，央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模不斷增大，對影響該趨勢的因素分析顯得尤為重要。運(yùn)用向量 自回歸(VAR)模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等經(jīng)濟(jì)計量學(xué)方法對影響我國央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的因素進(jìn)行 實(shí)證分析。結(jié)果表明：央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模、新增外匯占款和到期央行票據(jù)額之間存在長期均衡 關(guān)系；和新增外匯占款相比，到期央行票據(jù)額對央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的影響更為顯著；同時也反映 出央行票據(jù)對外匯占款的沖銷效果有限。 關(guān)鍵詞：央行票據(jù)

2、；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù) 文章編號：100346<25(<201<2)04005504 中圖分類號：F83<231 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 一、文獻(xiàn)綜述 在此之前，國內(nèi)學(xué)者對央行票據(jù)的研究主要集 中在央行票據(jù)的沖銷干預(yù)效應(yīng)上 ，對于央行票據(jù)發(fā) 行影響因素的研究較少。曾秋根nI(<2005)通過估計 央行票據(jù)對沖新增外匯占款的成本，指出在投機(jī)性 外匯資金持續(xù)涌入我國的條件下 ，央行票據(jù)對沖新 增外匯占款的政策存在兩個缺陷，即對沖成本太高 以及有可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)“滯漲”現(xiàn)象的發(fā)生，使得沖銷 干預(yù)政策難以具有長期的可持續(xù)性。余明 (<2009) 運(yùn)用VAR模型和Grange

3、r因果檢驗(yàn)等方法 ，對央行 票據(jù)沖銷操作的政策傳導(dǎo)路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果 表明央行票據(jù)的貨幣沖銷效果在短期內(nèi)是非中性 的，即可以通過影響基礎(chǔ)貨幣直接影響貨幣供應(yīng)量， 而且通過影響貨幣市場利率間接影響貨幣供應(yīng)量； 長期內(nèi)央行票據(jù)對基礎(chǔ)貨幣和狹義貨幣供給量能夠 產(chǎn)生一定影響，但對貨幣市場利率和廣義貨幣供應(yīng) 量 的影 響趨 于中性 。唐文進(jìn) (<2011)等在估計 <2004-<2009年央行票據(jù)沖銷干預(yù)的成本時，引入了 匯率因素，認(rèn)為盡管沖銷操作總體上表現(xiàn)為虧損 ，但 虧損較為有限，所以不能僅從成本角度質(zhì)疑央行票 據(jù)沖銷操作 的可持續(xù)性。魏曉琴 (<2010)等運(yùn)用 VAR

4、模型，對央行票據(jù)的沖銷有效性進(jìn)行了動態(tài)考 察，認(rèn)為央行票據(jù)在短期內(nèi)能夠平抑物價的上漲。 總的來看 ，國內(nèi)對于央行票據(jù)發(fā)行影響因素的 分析較少，且多在理論上予以闡述。本文在前人研 究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用向量 自回歸(VAR)模型，通過脈沖 響應(yīng)函數(shù)的分析，對影響央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的因素 進(jìn)行實(shí)證研究，具體探討這些因素對央行票據(jù)發(fā)行 規(guī)模的影響力度。 二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明 (一)模型設(shè)定 本文采用的計量模型為Sims在 1980年提出的 “向量 自回歸”(Vector Auto Regression，簡記VAR)模 型。一般的模型僅僅只是描述因變量對 自變量變化 的反應(yīng) ，而向量自回歸模型(VAR)考慮

5、了模型中各 變量間的相互作用。在某些給定條件下，VAR模型 能夠用來確定一個基本的經(jīng)濟(jì)沖擊給其他經(jīng)濟(jì)變量 帶來多大影響，即其他經(jīng)濟(jì)變量對該基本經(jīng)濟(jì)沖擊 的響應(yīng)的大小所 以VAR被公認(rèn)為描述變量間動態(tài) 關(guān)系的一種實(shí)用的方法。一般的P階無約束VAR 模型(記為VAR(P)具有如下形式： Y =A1Yl-1+A<2Yt一<2+? ? +ApYIP+t，t=l，? ，T 其中，Yl是一個k維向量， 是k維擾動向量，并 且 與t一1期及其以前的變量不相關(guān)。 收稿日期：<201<20<2<2<2 作者簡介：徐憲政(1988一)，男 ，山東泰安人，碩士，研究方向：民

6、間金融和資本市場；張晴(1989一)，女，山東濰坊人 ，碩士，研究方 向：民間金融和資本市場。 <201<2年第4期(總第393期) 55 金融理論與實(shí)踐 【問題探討】 VAR模型的優(yōu)點(diǎn)之一就在于不必對模型中變 量的內(nèi)生性和外生性事先做出假定 ，這就避開了結(jié) 構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有 內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題。 (二)變量選取 央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模受諸多因素的影響。本文著 重考察新增外匯占款和到期央行票據(jù)額對央行票據(jù) 發(fā)行規(guī)模的影響。理由如下： 作為在央行票據(jù)發(fā)行公告中，明確指出央行票 據(jù)發(fā)行 目的是“為保持基礎(chǔ)貨幣平穩(wěn)增長和貨幣市 場基本穩(wěn)定”。近年來 ，我國

7、對外貿(mào)易中呈現(xiàn)出“雙 順差”的格局，導(dǎo)致央行外匯儲備增加，外匯儲備的 增加直接導(dǎo)致新增外匯占款的迅速增長，使得基礎(chǔ) 貨幣被動增長。因此本文選取新增外匯占款作為影 響央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的考察對象之一。 隨著央行票據(jù)有規(guī)律地滾動發(fā)行和規(guī)模的擴(kuò) 大，到期央行票據(jù)額也迅速擴(kuò)大，使得央行發(fā)行新票 據(jù)來償還到期票據(jù)成為必然，因此本文選取到期央 行票據(jù)額作為影響央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的另外一個考 察對象。 (三)數(shù)據(jù)說 明 本文采用的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，樣本期為<2003年 7月至 <2011年 10月。新增外匯占款的數(shù)據(jù)來源于 中國人民銀行網(wǎng)站 ，央行票據(jù)發(fā)行量來源于中國債 券網(wǎng)，到期央行票據(jù)額根據(jù)路透中

8、文網(wǎng)和中國貨幣 網(wǎng)的數(shù)據(jù)整理得出。央行票據(jù) 自<200<2年6月之后開 始發(fā)行 ，并逐步成為央行經(jīng)常使用的調(diào)節(jié)工具 。 <2003年 4月之后 ，央行每月滾動發(fā)行央行票據(jù) 。 <2003年7月之后 ，到期央行票據(jù)額具有了月度上的 連續(xù)性。為了更好地進(jìn)行分析，樣本期選取 自<2003 年7月開始。在數(shù)據(jù)處理上 ，由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù) 變化不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化， 且有利于消除時間序列中存在的異方差。因此 ，本 文對數(shù)據(jù)進(jìn)行 自然對數(shù)變換 ，分別以LNW、LNY、 LND表示取對數(shù)后的新增外匯占款、央行票據(jù)發(fā)行 量和到期央行票據(jù)額。文中所用的計量分析，

9、均使 用Eviews50計量軟件。 三、實(shí)證檢驗(yàn) (一)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)及滯后階數(shù)選擇 傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)在對時間序列進(jìn)行研究時， 通常暗含假設(shè)是數(shù)據(jù)生成過程為穩(wěn)定過程 ，然而許 多時間序列并不具有穩(wěn)定過程的特征，因而如果對 非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行計量分析往往會產(chǎn)生“偽回 歸”現(xiàn)象。為防止“偽回歸”現(xiàn)象的產(chǎn)生，在進(jìn)行計量 分析前，必須檢驗(yàn)時間序列的平穩(wěn)性。 金融理論與實(shí)踐 56 圖1為LNY、LND、LNW這 3個時間變量序列的 月度趨勢圖。從圖中可以看出這 3個變量具有明顯 的波動性，顯示出非平穩(wěn)特征。 <2004 <2005 <2006 <2007 <2008 &

10、lt;2009 <2O1O <2O1 1 圖1 LND、LNW和LNY的時間趨勢圖 為了進(jìn)一步判斷3個序列的平穩(wěn)階數(shù) ，采取平 穩(wěn)性檢驗(yàn)方法中的單位根檢驗(yàn)(Unit Root Test)來驗(yàn) 證，最常用的單位根檢驗(yàn)是Augmented DickeyFuller 的檢驗(yàn) ，即ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)中涉及常數(shù)項(xiàng)和時 問趨勢項(xiàng)，對于這兩個變量的處理，本文結(jié)合時間趨 勢圖的特征和檢驗(yàn)結(jié)果中這兩個變量是否顯著來進(jìn) 行取舍，對檢驗(yàn)結(jié)果見表1。 表 1 變量及一階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果 ADF 1 檢驗(yàn)類型 檢驗(yàn) 變量 AIC SC 檢驗(yàn)值 臨界值 (8><#004699'&g

11、t;C，T，M) 結(jié)果 LNW 0186815 <258953 1 134<2714 14<23363 (0,0，<2) 不平穩(wěn) LNW 一1071301 <2589531 13<2<2041 1375807 (0,0。1) 平穩(wěn) LNY 一06779><>072 <25890<20 <248<2053 <2508597 (0,0，5) 不平穩(wěn) ALNY 一9<286634 <258953 1 <2443854 <24976<20 (0,0，1) 平穩(wěn) LND 一<26

12、60699 3500669 1359909 1467441 (<#004699'>C,0，<2) 不平穩(wěn) LND 一115916<2 <2589531 1396607 1450373 (0,0，1) 平穩(wěn) 注：(<#004699'>C，T，M)中，<#004699'>C為常數(shù)項(xiàng)，T為趨勢項(xiàng)，M為滯 后項(xiàng)，常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)根據(jù)各序列特點(diǎn)來選擇。 ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，LNY、LND、LNW的水平項(xiàng) 均在 1的顯著性水平上接受存在單位根的假設(shè)，為 非平穩(wěn)序列。而這3個變量的一階差分均在 1的 顯著性水平上拒接存在單位根 的假

13、設(shè) ，為平穩(wěn)序 列。因此可以認(rèn)為LNW、LNY、LND均為If1)過程。 VAR模型中一個重要的問題是滯后階數(shù)P的選 擇。一方面，滯后階數(shù)P要足夠大，以便準(zhǔn)確地反映 模型特征；另一方面，滯后階數(shù)越大，模型中帶估計 的參數(shù)就越多，從而增大估計誤差，降低預(yù)測精度。 本文通過綜合判斷LR、FPE、AIC、SC和HQ等信息 <201<2年第4期(總第393期) 【問題探討】 準(zhǔn)則，以確定最佳滯后階數(shù)。信息準(zhǔn)則結(jié)果見表<2。 表<2 最佳滯后檢驗(yàn)結(jié)果 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 <2638347 NA 0075474 59<29660 60

14、1<2987 5963<263 1 <2101388 10<26189 00<27958 4936418 5<2697<26* 50708<27 <2 1954643 <270663<2 00<24665 4810317 5393606 5045534* 3 1853859 1791719&#039; 00<241<25* 4786353* 56196<2<2 51<2<2376 4 一l815649 6538114 00<27156 490144<2 5964693

15、 5336<27<2 5 1757440 957<208<2 00<2930<2 497<2090 63053<21 55097<27 6 -1684156 1156<263 003065<2 5009<236 659<2446 5647660 7 1639983 6675047 003431<2 5l11073 6944<267 58503<25 8 1593609 66984<23 0038364 5<2080<20 7<291195 6048076 注：“ 代表該準(zhǔn)則下

16、最佳滯后階數(shù)。 結(jié)果表明，多數(shù)信息準(zhǔn)則(LR、FPE、AIC)認(rèn)為最 佳滯后階數(shù)是3階，因此本文采用滯后3階的VAR (3)模型。 (二)Johansen協(xié)整檢驗(yàn) “格蘭杰表示法定理”表明，如果非平穩(wěn)的時間 變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系，那么可以在原有數(shù)據(jù) 基礎(chǔ)上進(jìn)行 VAR模型分析。由上文可知 ，變量 LNY、LND、LNW均為非平穩(wěn)的時間序列?；诖?， 運(yùn)用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)這3個變量 之間是否存在協(xié)整關(guān)系。 協(xié)整檢驗(yàn)中差分項(xiàng)的滯后階數(shù)對檢驗(yàn)結(jié)果至關(guān) 重要 ，因此需要確定合理的滯后結(jié)束P。由于J0一 hansen檢驗(yàn)是對無約束 VAR(3)模型進(jìn)行協(xié)整約束 后得到的VAR模

17、型，該模型的滯后期是無約束 VAR (3)模型一階差分變量的滯后期，所以協(xié)整檢驗(yàn)的滯 后期選擇為<2。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。 表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果 原假設(shè)：協(xié)整 跡檢 5 P值 最大特征 5 P值 向量個數(shù) 驗(yàn)值 臨界值 值檢驗(yàn)值 臨界值 沒有 44<20563 3519<275 00041 <24470<29 <2<2<2996<2 00<245 至多一個 1973533 <20<26184 00589 l358<28l 1589<210 01114 至多兩個 61515<24 9164546 01793 61

18、515<24 9164546 01793 注： 表明在5顯著水平下拒絕原假設(shè)。 檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論是跡檢驗(yàn)還是最大特征值 檢驗(yàn)，均表明LNY、LND、LNW這3個變量之間存在 協(xié)整關(guān)系，可以在原有數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行VAR模型分 析。 (三)VAR(3)模型平穩(wěn)性分析 VAR模型的系數(shù)通常是很難解釋的，而脈沖響 應(yīng)函數(shù)可以用于衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差 沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。因此，通 常需要通過 系統(tǒng) 的脈 沖響應(yīng) 函數(shù)(Impulse Re一 <201<2年第4期(總第393期) 57 sponse Function，IRF)來推斷VAR的內(nèi)涵。進(jìn)行脈 沖響應(yīng)函

19、數(shù)分析的前提是VAR模型是平穩(wěn)的，因 此，需要對本文中的VAn(3)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)結(jié)果見圖4。 nverse Roots of AR Characteristic Polynomia 圖<2 VAn(3)模型穩(wěn)定性結(jié)果 圖4 LNY對 LNW脈沖的響應(yīng) 檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型的AR特征多項(xiàng)式的根模 的倒數(shù)均落在單位圓之內(nèi)，表明VAR(3)模型是穩(wěn) 金融理論與實(shí)踐 【問題探討】 定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。 (四)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 脈沖響應(yīng)函數(shù)用以反映在擾動項(xiàng)加上一個單位 標(biāo)準(zhǔn)差的新息沖擊所導(dǎo)致的對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未 來值的影響。 圖3、圖4分別為到期央行票據(jù)額和新增外匯占 款

20、對央行票據(jù)發(fā)行量的脈沖響應(yīng)圖。圖中均為模擬 的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，實(shí)線是響應(yīng)函數(shù)值，虛線為響 應(yīng)函數(shù)值兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶；縱軸表示因變量對 解釋變量的響應(yīng)程度，橫軸表示設(shè)定的響應(yīng)期數(shù)。 考察圖3中到期央行票據(jù)額對央行票據(jù)發(fā)行量 沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑 ，可以知 道呈現(xiàn)出正向響應(yīng)并持續(xù)有正向響應(yīng)。在第<2期正 向響應(yīng)達(dá)到最大 ，第 6期之后正向響應(yīng)趨于穩(wěn)定。 這表明到期央行票據(jù)額影響著央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模。 原因在于隨著央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的擴(kuò)大，到期央行 票據(jù)額也隨之?dāng)U大，使得每月還本付息的壓力增大， 央行不得不發(fā)行新票據(jù)來償還到期票據(jù)，即“發(fā)新債 還舊債”。通過觀察二者的趨勢圖，也

21、可以看出二者 之間存在著密切關(guān)聯(lián)。 <2004 <2005 <2006 <2007 <2008 <2009 <201 0 <201 1 E 圖5 LNY和LND的時間趨勢圖 表4 央行票據(jù)額與新增外匯占款額的比率表 新增外匯占 央行票據(jù) 央行票據(jù)余額新 年份 款額 乙元) 余額(億元) 增外匯占款額() <2004 177457<2 763734 043 <2005 1861848 1091<2 059 <2006 <2776915 1044181 0_38 <2007 <2939705 71185

22、8 0<24 <2008 4005379 11815 0<29 <2O10 3<268<267868 733 00<2 考察圖4中新增外匯占款對央行票據(jù)發(fā)行量沖 金融理論與實(shí)踐 58 擊的標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑，可以知道 從長期來看存在著正向響應(yīng) ，但是這種響應(yīng)并不強(qiáng) 烈。短期來看甚至存在著負(fù)向響應(yīng)，在第 3期負(fù)向 響應(yīng)達(dá)到最大。邏輯上講 ，發(fā)行央行票據(jù)的目的是 為了對沖銷我國對外貿(mào)易“雙順差”格局帶來的大量 外匯占款，因而新增外匯占款和央行票據(jù)發(fā)行量之 間應(yīng)該存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。之所以出現(xiàn)如圖4 所示的微弱正向響應(yīng)關(guān)系，原因在于央行票據(jù)發(fā)行 中的相當(dāng)一部分用于償還到期央行票據(jù)，使得對外 匯占款的沖銷效果變得非常有限。可以通過考察央 行票據(jù)余額和新增外匯占款額的比率關(guān)系印證這一 點(diǎn)