“匯改”后人民幣匯率可以作為我國貨幣政策的中介目標嗎?

摘要:文章基于2005Q3～2009Q3的數據，采用國際上廣泛使用和普遍承認的“中介變量法”，并結合“三性”標準，對人民幣匯率在我國貨幣政策操作框架中的中介目標功能進行了實證考察。

關鍵詞:匯率;貨幣政策;中介目標

一、 引言

近些年來，隨著我國對外開放步伐的加快，外向型經濟進一步發展，國際貿易規模不斷擴大，匯率成為國民經濟的重要影響因素。人民幣匯率在我國的貨幣政策操作框架中能夠擔當中介目標的角色嗎?本文試圖基于我國2005年7月“匯改”后的數據從另一個角度——利用國際上廣泛使用和普遍承認的“中介變量法”對這些問題進行實證研究。

二、 理論和方法

1. 貨幣政策中介目標的概念。要理解貨幣政策中介目標的概念首要要對整個貨幣政策框架有所了解。一般的貨幣政策操作框架通常包括政策工具、操作目標、中間目標和最終目標等幾個部分。貨幣政策工具是指中央銀行為達到貨幣政策目標而采取的手段;最終目標是中央銀行實施貨幣政策最終將在經濟的實際領域達到的宏觀經濟目標;由于貨幣政策對最終目標的影響不僅是間接的，而且效果是不穩定的，所以，貨幣當局需要盯住介于貨幣政策和最終目標之間的一些變量，并根據其變化所反饋的信息及時修正貨幣政策操作，從而更有效地達到最終目標。這些中間變量就是貨幣政策中介目標，它包括操作目標和中間目標，前者是近期中介目標，后者是遠期中介目標。

由上所述，貨幣政策操作框架可以簡化為“貨幣政策 中介目標 最終目標”。就我國來說，貨幣政策的最終目標是“保持貨幣幣值的穩定，并以此促進經濟增長”，而長期以來我國的貨幣政策主要通過調節貨幣供應量來調控國民經濟，因此，我國的貨幣政策操作框架可以簡化地表示為:“貨幣供應量 中介目標 通貨膨脹或經濟增長”。由于本文待考察的“中介目標”是匯率，我們用符號將上述簡化框架表示為:M→E→CPI;M→E→Y。

其中M表示貨幣供應量;E表示匯率;CPI表示通貨膨脹;Y表示產出。

2. 中介變量法簡介。中介傳導性的影響關系通常使用中介變量法進行驗證(Baron Kenny，1986;Shaver，2005;佟巖、程小可，2007)。中介變量法是三個層次關系的統一體，因變量的發生不僅受到自變量的影響而且受到中介變量的影響，同時中介變量也在受到自變量的影響。在這種情況下，要想說明自變量對因變量的影響是通過中介變量實現的，必須經過3個步驟:

(1)自變量X對因變量Y的影響成立。這是進行進一步檢驗的基礎。如果自變量和因變量之間不具有關聯關系，那么就無所謂中介變量的存在。

(2)自變量X對中介變量M的影響成立。如果自變量對中介變量沒有影響，那么即使該中介變量顯著影響因變量，也無法說明它在自變量和因變量之間起了中介作用。

(3)自變量X和中介變量M同時影響因變量Y時，即納入同一方程時，自變量對因變量的影響不再存在。這時可以證明自變量對因變量的影響全部由中介變量傳遞實現。當然，在人文與社會科學中，這種絕對的中介變量很少存在，大部分都受多個因素的影響，所以這一步驟中經常出現的情況是自變量對因變量的影響依然顯著，但對因變量的作用顯著弱于第1個步驟，那么就可以認為它對因變量的影響有一部分通過中介變量實現，三者之間的傳導關系成立。

根據這一方法的要求以及前述簡化的貨幣政策操作框架，本文需要實證檢驗:(1)我國的貨幣供應量(自變量)對通貨膨脹或產出(因變量)的影響成立;(2)我國的貨幣供應量(自變量)對匯率(中介變量)的影響成立;(3)我國的貨幣供應量(自變量)和匯率(中介變量)同時影響通貨膨脹或產出(因變量)時，即納入同一方程時，貨幣政策(自變量)對通貨膨脹和產出(因變量)的影響不再存在或顯著減弱。只有這三步都成立，才能證明該貨幣政策操作框架是有效性的。

3. “中介變量”和“中介目標”的關系。由上所述，我們知道，“中介變量法”中的“中介變量”并不一定就是貨幣政策操作框架的“中介目標”。因為凡是X影響Y，并且X是通過一個中間的變量M對Y產生影響的，M就是“中介變量”，但M要成為貨幣政策的中介目標它必須滿足“三性”(可測性、可控性和相關性)的要求。 然而，盡管“中介變量”和“中介目標”二者之間不盡相同，但也有密切關系。仔細觀察可以發現，如果M完全通過了“中介變量法”的三步檢驗，那么至少可以說該變量滿足了“三性”中的可控性(X影響M)和相關性(M影響Y)，并且具有中介傳導功能。顯然，就現實而言，在當前我國有管理的浮動匯率制度下，貨幣當局通過制度約束和公開市場操作手段確實能夠實現對匯率的有效控制，而且在現實中匯率也確實具有可測性，因此，如果“M→E→CPI;”和“M→E→Y”中的E完全通過了“中介變量法”的三步檢驗，我們就可以認為 在這兩個貨幣政策操作框架中能夠擔當貨幣政策“中介目標”的角色。

三、 實證過程

1. 變量和數據。

(1)因變量。本文分別利用經濟增長和通貨膨脹作為因變量。其中，通貨膨脹以1994年為基期的定基季度居民消費價格指數(CPI94) 表示。至于經濟增長，為了消除通貨膨脹的影響我們以實際GDP作為代理變量。由于我國公布的季度GDP是累計名義GDP，因此，我們首先通過計算得到當季名義GDP，然后再將名義季度GDP轉化為實際季度GDP，方法為:實際季度GDP=(名義季度GDP/ CPI94)*100。CPI和GDP的原始數據都來自《中國人民銀行統計季報》。

(2)自變量。本文將貨幣政策的代理變量作為自變量。關于貨幣政策代理變量的選擇，可以是利率，也可以是貨幣供應量，考慮到我國的貨幣政策長期以來主要通過調節貨幣供應量來調控國民經濟，因此我們選擇貨幣供應量(M2)作為貨幣政策的代理變量。在進行數據處理時，首先將M2用定基CPI94進行修正，方法為:實際M2=(名義M2/ CPI94)*100。M2的原始數據來自國際貨幣基金組織(IMF)網站。

(3)中介變量。本文以人民幣匯率作為待考察的中介變量，而用人民幣實際有效匯率(REER)作為人民幣匯率的代理變量。雖然實現匯率并軌后，人民幣在相當長時間基本上是盯住美元的，而除美國以外的許多國家和地區也是中國的重要貿易伙伴，其貨幣對美元匯率波動比較頻繁，會間接引致人民幣對這些國家和地區貨幣價值的變動，因此用實際有效匯率更能反映綜合影響。人民幣有效匯率數據來自國際清算銀行(BIS)網站。

以上所有變量數據的樣本區間都是2005Q3～2009Q3 ，所有數據都進行X-12季節調整并取自然對數，以消除季節性影響和劇烈波動。各變量符號及其數據來源見表1。

2. “中介變量法”實證檢驗。

(1)平穩性檢驗。要進行協整分析，首先應該檢驗各利率序列的平穩性，以上四個變量序列的單位根檢驗結果見表2。

由表2中的檢驗結果可知，所有四個變量序列都是一階單整，因此可以對這四個變量序列進行協整回歸分析。這里我們應用E-G兩步法進行協整檢驗:首先建立協整回歸方程，估計協整參數，并得到相應的殘差序列;然后檢驗殘差序列的平穩性，如果殘差序列平穩，說明變量序列之間存在協整關系。

(2)協整檢驗。根據“中介變量法”，我們需要依次考察:①貨幣供應量對通貨膨脹的影響和;②貨幣供應量對產出的影響;③貨幣供應量對匯率的影響;④加入匯率后貨幣供應量對通貨膨脹的影響和;⑤加入匯率后貨幣供應量對產出的影響。由此分別建立協整回歸方程如下:

(1)LNCPI94t=?琢1+?茁1·LNRM2t+?著1t

(2)LNRGDPt=?琢2+?茁2·LNRM2t+?著2t

(3)LNREERt=?琢3+?茁3·LNRM2t+?著3t

(4)LNCPI94t=?琢4+?茁4·LNRM2t+?啄1LNREERt+?著4t

(5)LNRGDPt=?琢5+?茁5·LNRM2t+?啄2LNREERt+?著5t

其中，下標t表示時間序列。截距?琢是常數項。?茁和?啄是響應系數，分別度量了實際貨幣供應量和匯率對通貨膨脹或產出的影響程度。?著t是隨機擾動項。其他各變量符號見表1。運用計量軟件Eviews6.0，方程(1)～方程(5)的回歸結果見表3。

由表3可知實際貨幣供應量對通貨膨脹有正向影響(方程(1))，實際貨幣供應量增加1%，通貨膨脹增加大約0.23%;實際貨幣供應量對產出也有正向影響(方程(2))，實際貨幣供應量增加1%，產出增加大約0.74%。這些回歸結果在99%的置信水平上都是顯著的，但是由于以上回歸的DW值偏低(0.267 0和1.174 5)，說明回歸的殘差序列存在正的序列自相關，模型可能存在偽回歸問題。由此我們進行E-G兩步法的第二步，對殘差序列進行平穩性檢驗，對殘差的ADF檢驗結果見表4。

表4中方程(1)殘差序列的平穩性檢驗結果表明，該方程的殘差序列在1%的顯著性水平下是平穩的，說明方程回歸不是偽回歸。由此可知，實際貨幣供應量和通貨膨脹序列之間確實具有協整關系。由于協整檢驗在統計上是顯著的，達到了“中介變量法”第一個步驟的要求，可以進入下一步的驗證。同樣，方程(2)殘差序列的平穩性檢驗結果也表明，該方程的殘差序列在5%的顯著性水平下是平穩的，就是說實際貨幣供應量和產出之間也具有協整關系，可以進入下一步的驗證。

“中介變量法”檢驗的第二步結果見表3方程(3)，顯然實際貨幣供應量對匯率的影響也是正向的， 實際貨幣供應量增加1%，匯率增加大約0.36%，并且這些回歸結果在99%的置信水平上是顯著的。但是由于該回歸的DW值也偏低(0.638 5)，也需要進行E-G兩步法的第二步，對殘差序列進行平穩性檢驗。表4中方程(3)殘差序列的平穩性檢驗結果表明，該方程的殘差序列在1%的顯著性水平下是平穩的，說明方程回歸不是偽回歸。由此可知，實際貨幣供應量和匯率序列之間確實具有協整關系。這滿足了“中介變量法”第二步的要求，于是可以繼續檢驗下一個步驟。

“中介變量法”檢驗的第三步結果見表3方程(4)和方程(5)。方程(4)是在方程(1)中增加了一個匯率變量，與方程(1)相比，系數?茁的值從0.228 7減小為0.112 7，下降了50.72%，并且0.112 7的這個回歸結果在統計上是不顯著的，正好滿足了“中介變量法”第三步的要求，說明貨幣供應量對通貨膨脹的影響部分是通過匯率實現的，三者之間的傳導關系成立。再看方程(5)，方程(5)是在方程(2)中增加了一個匯率變量，與方程(2)相比，系數?茁的值從0.743 8減小為0.568 4，下降了23.58%，顯然也滿足了“中介變量法”第三步的要求，三者之間的傳導關系成立。

綜上所述，在2005Q3～2009Q3期間，匯率在“M→E→CPI;”和“M→E→Y”兩個框架中確實都完全通過了“中介變量法”的三步檢驗，因此可以認為“匯改”后人民幣匯率已經能夠擔當我國貨幣政策中介目標的角色。

2005Q3～2009Q3期間匯率事實上已能夠擔當貨幣政策中介目標的角色。

因此，隨著人民幣匯率機制更富彈性和人民幣匯率變動對國民經濟的影響更加深入，可以考慮將人民幣匯率作為我國貨幣政策的一個中介目標。

參考文獻:

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基金項目:中國博士后科學基金項目(20090450907);國家社科基金課題(10CJL017);教育部人文社科規劃基金一般項目(08JA790025)。

作者簡介:郭紅兵，中山大學嶺南學院博士后;李繼偉，暨南大學經濟學院博士生，就職于中國人民銀行廣州分行。

收稿日期:2009-12-25。