央行干預視角下人民幣匯率波動的影響因素研究
——基于中美兩國經濟的實證分析

高鐵梅，楊 程，谷 宇

(1．東北財經大學數學與數量經濟學院，遼寧大連116025;2．大連理工大學 經濟學院，遼寧大連116023)

一、引 言

自2005年7月21日中國人民銀行宣布進行匯率制度改革(以下簡稱“匯改”)以來，人民幣兌美元匯率一次性升值2%，并且匯率制度不再是盯住美元，而是實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。2008年美國次貸危機并由此引發的全球性金融危機，加劇了國際外匯市場的動蕩，加上國際政治因素和美國量化寬松的貨幣政策，使得人民幣面臨著越來越大的升值壓力。自2005年7月匯改以來，人民幣匯率就一直處于小幅、平穩、漸進的升值過程中，截至2012年6月底，人民幣累計升值達25%以上，人民幣匯率的攀升已經成為政府、企業和學術界關注的熱點問題。進入2012年，人民幣匯率出現了階段性貶值，但在2012年9月美國推出第三輪量化寬松貨幣政策后，人民幣匯率升值預期又開始形成。

自從1973年布雷頓森林體系解體以來，全球浮動匯率制度逐漸被各國廣泛接受，匯率的變動更具靈活性，但同時匯率的頻繁波動給經濟、金融活動帶來了許多嚴重的問題。將本國匯率維持在合理水平、避免匯率過度波動，這是一國匯率政策的核心目標。因此，無論是選擇何種匯率制度的國家如固定匯率制度、浮動匯率制度以及有管理的浮動匯率制度，貨幣當局均采取了積極的匯率管理措施，即進行不定期的外匯市場干預，他們通過買賣外匯以期能夠穩定匯率或使匯率走向符合政府意圖。人民幣自2005年7月匯改以來持續升值，我國中央銀行為穩定匯率，進行頻繁的外匯市場干預，避免因匯率的持續升值給我國出口和經濟增長造成影響。隨著人民幣匯率波動幅度的逐漸擴大，人民幣升值問題已成為國際的熱點。造成人民幣升值的因素有很多，除了國際政治因素的影響之外，還受到一些經濟變量的內生影響，如國內經濟增長、基礎貨幣的供給等。考察人民幣匯率在央行干預下其自身的波動特征及影響因素，有助于理解人民幣匯率自2005年7月以來的漸進式升值。

從世界金本位制瓦解后，各國匯率動蕩不已。由于各國勞動生產率的差異、信息傳遞技術的現代化、國際經濟往來的日益密切和金融市場的一體化等原因，紙幣本位制下的貨幣匯率決定受到許多方面的影響。Simone和Razzak[1]根據名義匯率和名義利差的關系，使用兩種不同的方法證明了名義匯率和長期利差是單位根過程，并且驗證了各國匯率和利差之間存在格蘭杰因果關系;Wang[2]用結構VAR模型考察了不同類型的宏觀沖擊對人民幣實際匯率波動的影響，發現相對實際需求和供給的沖擊能夠解釋大部分實際匯率的波動;Taylor[3]在一個馬爾科夫轉換模型框架內，使用1991年4月至2003年12月的實際美元/日元匯率數據檢驗了外匯干預的有效性，研究發現，當匯率偏離均衡值時外匯干預能夠提高匯率穩定的概率，并且干預的效果隨著偏差的增大而顯著，但是當匯率在均衡值附近時，外匯干預卻會使匯率更加不穩定;Craighead[4]通過構建一個國際真實的商業周期模型，揭示了相對于其他的宏觀經濟總量，某些實際剛性能夠幫助解釋實際匯率的波動如跨部門調整和分銷成本的大幅度增加等;Giannellis和Papadopoulos[5]使用歐盟成員國及其候選國的數據評估了貨幣變量、實際變量以及金融變量對于匯率波動的相對重要性，事前的分析顯示，波蘭的茲羅提/歐元匯率和匈牙利的福林/歐元匯率受到經濟中貨幣變量的影響，另一方面，事后的分析顯示，對于歐洲貨幣聯盟的法國、意大利和西班牙的歐元匯率則受到貨幣變量和實際沖擊的共同影響，而愛爾蘭的英鎊/歐元匯率卻只受實際沖擊的影響;Morshed和Turnovsky[6]在兩部門依存的經濟模型中研究了勞動力的供給彈性與實際匯率動態調整之間的相關性，雖然勞動力的供給彈性與長期均衡的實際匯率之間是獨立的，但是分析證實:勞動力供給的性質是實際匯率短期動態調整的一個非常重要的決定因素，其對實際匯率短期動態調整的驅動程度取決于勞動力供給潛在的結構性變化。

近年來，關于人民幣匯率變動的影響因素，我國學者也進行了一系列的研究。張玉芹等[7]使用1994年1季度至2005年2季度的數據，運用HBS模型對人民幣實際匯率進行建模，認為影響人民幣實際匯率波動的主要因素包括生產力差異、對外開放程度以及國際石油價格沖擊等。左相國和唐彬文[8]通過闡述人民幣匯率的影響因素，包括我國的經濟發展狀況、國際收支、利率、通貨膨脹率，并分析了它們之間的相關性，最后運用多元回歸方法對這些影響因素與人民幣匯率的相關性加以驗證分析。干杏娣等[9]使用事件分析法，并利用我國的相關數據非參數檢驗了我國央行外匯干預的效果，分析認為，當人民幣相對貶值時，支持人民幣堅挺的干預效果要優于當人民幣相對升值時，阻止人民幣升值的干預效果。徐建煒和楊盼盼[10]利用1997年1月至2010年9月的數據對人民幣實際匯率進行分解，發現可貿易品偏離一價定律因素可以解釋實際匯率波動的60%—80%，而可貿易品與不可貿易品之間的相對價格波動只能解釋實際匯率波動的20%—40%，這意味著研究人民幣實際匯率需要更多地從可貿易產品出發，不應僅僅強調國內不可貿易品與可貿易品的相對價格變化。李云峰和李仲飛[11]評估了匯率溝通在人民幣匯率變動中的效力，并就其效力與實際干預的效力進行了比較，經驗結果表明，匯率溝通時滯短，能使匯率朝著貨幣當局合意的方向變化，且匯率溝通沖擊對人民幣匯率變動的解釋力較強，然而實際干預時滯較長，其效力明顯弱于匯率溝通，對匯率變動的解釋力弱。

本文基于央行干預的視角，通過結合彈性價格貨幣理論和匯率生成的微觀結構模型，來考察人民幣匯率的波動特征和影響因素。

二、理論分析與框架構建

1．彈性價格貨幣模型(The Flexible-Price Monetary Model)

彈性價格貨幣模型由Frenkel[12]提出。彈性價格貨幣模型的假設是:所有商品價格是完全彈性的;國內和國外居民各自持有本國貨幣;國內和國外資產可以完全替代;資本完全流動;貨幣供應和實際收入是外生決定的;一國的實際貨幣需求是相對穩定的，不受貨幣市場存量的影響，只受一國實際經濟活動的影響。在這樣的假設下外匯市場、商品市場和勞動力市場自動實現均衡，貨幣需求依賴于實際收入、價格水平和利率。因此，彈性價格貨幣模型是建立在垂直的總供給曲線，穩定的貨幣需求，購買力平價的基礎上的。

根據貨幣市場均衡條件得到本國和外國貨幣市場均衡表達式為:

其中，M為貨幣需求，P為價格水平，Y為實際收入，r為利率，對式(1)兩端取對數，得:

其中，“*”表示相應的外國變量，小寫表示對數形式，κ是貨幣需求的收入彈性，η是貨幣需求的利率彈性，κ≥0且η≥0。

根據購買力平價理論，有:

其中，St為直接標價法表示的匯率，Pt為本國的價格水平，P*t為外國的價格水平，式(4)兩端取對數，得:

其中，st、pt和p*t為匯率、本國的價格和外國價格的對數。

將式(2)和式(3)帶入式(5)，可得彈性價格貨幣模型:

由式(6)可知，當中央銀行采用非沖銷干預時，若賣出(或買入)外匯時，市場上貨幣供應量減少(或增加)，在其他條件不變的情況下，國內價格將隨之下降(或上升)，本幣出現升值(或貶值)。由此可以看出，中央銀行的非沖銷干預可以有效影響匯率水平。而采取沖銷干預，由于貨幣供應量的變化被抵消，不能對匯率產生影響。

由于本幣資產和外幣資產可以完全替代，因此，非抵補的利率平價成立:

其中，ut+1是隨機誤差項。

中央銀行的沖銷干預會對市場參與者產生預期效應，通過影響投資者的投資行為達到改變匯率的目的。從式(7)可以看出如果中央銀行購買了外國債券進行沖銷干預，則投資者會認為貨幣當局將采取擴張性的貨幣政策，這種對匯率貶值的預期，使得本國的利率高于外國的利率，進而引起本國貨幣的貶值。

2．匯率生成的微觀結構模型

外匯市場是一個有組織的場外交易市場，在這個市場里，眾多交易者(大多是銀行)隨時準備購買和出售以外幣計值的存款。外匯市場的交易可分為兩個階段:第一個階段是普通交易者通過各種途徑直接了解經濟基本面的情況，根據這些信息，普通交易者決定其在外匯市場上的交易需求，即交易者的訂單提交行為，它分為知情交易者和不知情交易者的訂單提交行為;第二個階段是從事外匯交易的銀行從訂單流的變動上得出關于經濟基本面以及市場動態等方面的信息，并進而根據這些信息來決定如何對外匯進行報價，從而影響到了匯率的生成。

Reitz和Taylor[13]假定即期匯率為一個對數線性價格函數，其中t+1時刻的匯率變化可以表示為一個來自于知情交易者和不知情交易者的凈訂單流的函數，并加上一個白噪音項，表達式為:

其中，st表示t時刻即期匯率的對數，它表示以外幣為單位的本國貨幣的價格，ak表示由交易者決定的反應系數。DIt，DUt表示分別來自于知情交易者和不知情交易者的凈訂單流。由式(8)可以看出可區分匯率變化的三種來源:第一，噪音項εt+1捕捉了直接影響交易者定價決策的公開有效信息;第二，公開的有效消息通過誘導訂單流進行操作，即知情交易者的訂單提交行為;第三，匯率變化由訂單流引起，而與公開的有效消息無關，即不知情交易者的訂單提交行為。Evans和Lyons[14]發現三種來源都能顯著地解釋所觀察匯率的變動。

風險中性的投機者提交訂單取決于預期的超額收益。外匯市場預期的超額收益包括匯率和利率差的預期變動。根據非抵補的利率平價(UIP)理論，預期的未來匯率變動率等于兩國貨幣利率之差，在非抵補利率平價成立時，如果本國利率高于外國利率，則意味著市場預期本幣在遠期將要貶值;再例如，在非抵補利率平價已經成立的情況下，如果本國貨幣當局提高利率，則當市場預期未來的即期匯率不變時，本幣的即期匯率將升值。然而，當計算預期的匯率變動時，因投機者獲取信息的不同從而使預期的匯率變動也會受到影響。

在現實世界中的金融市場，不知情交易者就相當于技術交易者。盡管存在大量不同的技術交易規則，但是這些預測方法通常都依賴于歷史匯率。考慮到技術交易的重要部分依賴于趨勢跟蹤和外推方法[15]，因此不知情交易者的訂單可以構建為一個關于滯后一期的函數再加上一個利率差項:

其中，r*t，rt分別代表外國貨幣和本國貨幣存款的利率，aU，bU為常數。

知情交易者根據匯率基本面的分析來預期未來匯率的變動。一般來說，這歸結為一個時變的長期均衡值ft的計算。首先，如果匯率和其時變的長期均衡值ft之間的距離增加，那么基本面分析就錯誤地預測了匯率變動的符號，ft-st的差代表了可用于投機目的的暫時性偏差，如果匯率趨勢偏離基本均衡值，那么交易者將面臨基本面風險，并且違背趨勢可能造成大量的損失，因此知情交易者變得越來越不愿意提交訂單;相反，如果偏差很小，基本面分析則提供了正確的預測，匯率會恢復均衡值，因此可以合理的假設，可用于投機目的的暫時性偏差會對匯率的變動產生影響。其次，貨幣當局在外匯市場上的交易活動會影響知情交易者的訂單提交行為。如果貨幣當局出售廣泛被認為高估的貨幣，則它揭示了其更低匯率的承諾。在市場微觀結構文獻中，認為央行具有關于匯率基本價值的信息優勢，因為它們提前觀察到基本面數據序列的更新，并且能夠評估它們對未來匯率收益的影響。知情交易者根據央行干預所發出的協調信號，相信匯率將要恢復到它的基本均衡值，從而參與交易。市場越來越多地側重于基本面，因此干預被認為是協調交易者預期的手段，并影響知情交易者的訂單提交行為。因此知情交易者的訂單可以寫為:

其中，aI為反應系數，r*t，rt分別代表外國貨幣和本國貨幣存款的利率，intt表示貨幣當局在外匯市場上的干預操作，bI，cI為常數。

結合方程(8)—(10)，決定匯率生成的理論模型可以寫為:

其中，ω=akaU，δ=akaI，η=ak(bU+bI)，φ=akcI

綜合以上討論，人民幣匯率波動的影響因素包括上一期的匯率、利率、匯率的暫時性偏差、貨幣供應量、實際GDP以及中央銀行的外匯干預。結合方程(6)和(11)，匯率的干預和影響模型可表示如下:

其中，△表示一階差分算子，st，mt，m*t，yt，y*t分別為 St，Mt，M*t，Yt，Y*t的自然對數，intt為中央銀行的外匯干預變量，d1，d2，d3，d4，d5為各經濟變量的滯后階數。

三、建立我國人民幣匯率波動的影響因素模型

1．變量選擇與處理

雖然外匯交易可以涉及任何兩種貨幣，但大多數銀行間的交易都主要是和美元的交換，美元在外匯交易中充當著載體貨幣的作用，并且中美兩國已互為第二大貿易伙伴，中美兩國經濟依存日益緊密，同時鑒于數據的可得性，本文以中美兩國經濟為例來研究影響人民幣匯率波動的具體因素。本文使用的樣本期間為1995年1月至2012年6月，涉及到6種數據:匯率、利率、貨幣供應量、實際收入、央行干預變量以及匯率基本均衡值ft。

(1)匯率、利率和貨幣供應量

本文采用直接標價法表示的人民幣兌美元匯率的月度平均值，①本文數據如無特殊說明，中國數據均來自于《中國經濟信息網數據庫(宏觀月度庫)》，www.cei.gov.cn;美國數據均來自于國際貨幣基金組織IMF出版的《國際金融統計》(International Financial Statistics，IFS)。記為St，取對數后用小寫字母表示記為st;中國利率采用一年期的存款利率，美國采用一年期的聯邦基金利率，分別記為rt，r*t;中國和美國的貨幣供應量均采用狹義的貨幣供應量M1，為了統一，將美國的貨幣供應量轉換成人民幣(億元)，即M1*t×St，分別記為 Mt，M*t，取對數后用小寫字母表示，分別為mt，m*t。本文將匯率取對數差分后的序列，即△st作為因變量，△st近似于匯率的增長率序列。

(2)實際收入

實際收入采用各國的實際GDP。美國實際季度GDP來自于《國際金融統計》 (International Financial Statistics，IFS)，以2005年為基期的不變價，單位是十億美元;由于中國統計局發布季度名義累計GDP、實際累計GDP同比增長率以及2011年后實際當季GDP環比增長率，所以需要進行數據處理才能得到中國以2005年為基期的實際GDP序列。本文首先由2011年實際當季GDP環比增長率和2011年1季度GDP數據推算出2011年各季的實際值，并轉換成季累計值;然后根據2011年各季的實際累計值和實際累計GDP同比增長率，向前向后推算各年的實際季度累計GDP，得到2011年不變價的累計GDP序列，并將其轉換為當季值;進一步轉換為以2005年為基期的實際GDP序列。為了統一，將美國的實際GDP序列轉換成人民幣(億元)，即Y*t×10×St。

最后將中美兩國的實際季度GDP序列通過插值方法轉換成月度數據，仍記為Yt，Y*t，取對數后用小寫字母表示為yt，y*t。

(3)干預變量

由于中央銀行不對外公布外匯干預的具體數據，所以需要尋找央行外匯干預的替代變量。在國內的一些關于外匯干預效果的研究中，大都采用外匯儲備的變化量作為外匯干預量的替代變量，如桂詠評[16]在研究信號渠道的外匯干預有效性時就采用外匯儲備的月度數據作為累積干預變量，陸志明和程實[17]實證研究外匯干預與就業、宏觀經濟增長之間的互動關系時采用外匯儲備的凈增長率作為外匯干預數據的替代變量。因此，本文采用外匯儲備的對數差分序列來近似月度增長率作為中央銀行的外匯干預變量，記為intt。

(4)匯率基本均衡值ft的度量

本文假定匯率的基本均衡值ft可由基于相對消費者價格的購買力平價水平進行準確地度量。相對購買力平價水平的主要含義是，匯率的變動由兩國相對通貨膨脹率決定的，以某個時點的市場匯率為基準，然后考察之后時期內兩國匯率的變化是否反映了物價水平的變化。Takagi[18]從調查的數據中提供證據表明外匯市場參與者接受購買力平價水平作為一個長遠的有效關系，并且購買力平價水平的估計經常作為“公允價值”的標志。此外，購買力平價水平作為匯率基本均衡價值ft的度量也符合研究中央銀行的干預，因為貨幣當局將購買力平價作為一個目標水平[19]。本文中構建 ft=lnCPItUS-ln CPItCN作為購買力平價基礎的度量。美國的基期CPIUS月度數據來自于IFS(2005年1月=100)，中國的CPICN月度數據由國家統計局發布的CPI同比價格指數和CPI環比價格指數進行推算，得到以2005年1月為基期的(2005年1月=100)中國消費者價格指數CPI的基期月度序列。

2．數據檢驗

為避免偽回歸，首先對參與模型的各個經濟變量進行平穩性檢驗。經過ADF檢驗，匯率的對數差分序列△st和中央銀行外匯干預變量intt是平穩的，兩個變量均為I(0)序列。中美利率差(rt-r*t)、匯率的暫時性偏差(ft-st)、貨幣供應量的對數差(mt-m*t)、實際GDP的對數差(y*tyt)均是1階差分平穩的，即都是I(1)序列。進一步檢驗得到以上各個經濟變量之間存在協整關系。

3．基于EGARCH過程的匯率波動的干預與影響因素模型

根據匯率決定理論和外匯干預理論的分析得出本文的理論模型(12)，利用最小二乘法對方程(12)進行估計發現，方程(12)的各個系數不僅在統計上是不顯著的，而且對殘差進行診斷性檢驗發現存在明顯的ARCH效應，回歸殘差平方存在序列相關。

圖1 利用最小二乘法估計方程得到的殘差序列

對圖1的殘差序列分析可知，小的殘差和大的殘差成群出現，在1996—2004年之間殘差很小，基本上在零上下波動。2005年7月啟動匯改，殘差出現了大的波動，隨后的2007—2008年上半年殘差聚集在零以下波動，而2008年下半年—2010年上半年殘差又聚集在零以上波動。同時可以發現各經濟變量對匯率波動的沖擊存在非對稱效應?？紤]到EGARCH過程能夠模擬變量沖擊的非對稱效應，因此本文建立EGARCH模型如下:

其中，σ2t是εt的條件方差，式(14)左邊是條件方差的對數，這意味著杠桿影響是指數的，而不是二次的，所以條件方差的預測值一直是非負的。根據上述模型，使用1995年1月—2012年6月的月度數據進行估計結果如下:

均值方程:

方差方程:

在上述EGARCH模型中，αi的滯后階數p=1，其估計值為1.39，非對稱項λk的滯后階數r=1，其估計值為0.34，當t－1＞0時，該信息沖擊對條件方差的對數有一個1.39+0.34=1.73倍的沖擊;當t－1＜0時，該信息沖擊對條件方差的對數帶來的沖擊大小為1.39+0.34×(-1)=1.05倍。說明等式右端各變量的變化帶來的沖擊效應是非對稱性的。

四、我國人民幣匯率波動的影響因素分析

根據彈性價格貨幣理論和匯率生成的微觀結構模型的理論分析，本文使用1995年1月—2012年6月數據建立了我國匯率波動的影響因素模型。圖2是2005年以來人民幣匯率的曲線圖。從圖2可以看出，其走勢一路下降，即人民幣一直處于升值狀態，在2012年開始趨平，并略有上揚，也就是出現了貶值的狀態。下面結合方程(15)和(16)的估計結果對各影響匯率波動的因素進行分析。

1．匯率的適應性預期是影響匯率波動的最重要因素

在方程(15)中，人民幣匯率的前期△st－1的系數為0.88，表示當前期匯率上升(或下降)1%，則當期匯率將上升(或下降)0.88%。人民幣匯率是美元的人民幣價格，是一種資產價格。外匯市場參與者對外匯資產的需求完全取決于對不同資產預期收益率的比較，當其他條件相同時，前一期人民幣匯率下降，此時外匯市場參與者預期人民幣升值，從而加速購買人民幣，外匯市場上美元需求減少，人民幣供小于求，匯率繼續下降，人民幣將會持續升值。

2．暫時性偏差ft-st與匯率同方向波動，影響較大

在方程(15)中，滯后2期的暫時性偏差ft-st的系數為0.48，即當前兩個月ft-st的差為正時，即人民幣匯率低于匯率的均衡值時，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下跌，人民幣升值。根據前文所述，ft－st的差代表了可用于投機性目的的暫時性偏差，當匯率偏離均衡時，交易者將面臨基本面風險，并且違背趨勢可能會造成大量的損失，此時知情交易者變得越來越不愿意提交訂單，匯率偏離均衡值就越大，但是由于得到信息存在滯后，因此暫時性偏差ft-st對匯率的影響要滯后兩個月。當前人民幣處于持續的升值過程中，人民幣是低估還是高估成為中西方學者專家討論的熱點，美國當局也在施加政治影響，促使人民幣升值。從圖3可以看出，暫時性偏差ft-st一直是負的，促使人民幣匯率下跌，人民幣升值。但是暫時性偏差ft-st越來越小，說明隨著人民幣市場化程度越來越高，人民幣匯率將越來越趨向于均衡水平。

圖2 人民幣匯率St

圖3 暫時性偏差ft－st

3．外匯干預變量intt是影響匯率波動的重要因素

在方程(15)中，滯后1期的外匯干預變量intt的系數為0.43，表明如果我國外匯儲備增長率1個月前上升1%，則人民幣匯率增長率將上升0.43%，即貶值0.43%;這表明干預一定程度上減低了人民幣匯率的升值幅度，但不能完全抑制匯率的升值。反之，如果我國外匯儲備增長率下降1%，則人民幣匯率增長率將下降0.43%，即升值0.43%。我國實行有管理的浮動匯率制度，由于匯率波動劇烈，為了將匯率維持在合理水平，避免人民幣升值過快，中央銀行尤其是2005年匯率制度改革以來對外匯市場進行了頻繁的外匯干預，中央銀行直接在外匯市場上買賣美元資產，外匯儲備不斷增長，2011年中國的外匯儲備相當于當年國內生產總值的42%，2012年6月中國持有超過3.24萬億美元的外匯儲備，如果此時中央銀行同時在國內采取公開市場操作等貨幣政策工具來抵消前者對貨幣供應量的影響，即為沖銷式干預，此時基礎貨幣供應量不變，國內價格不變，美元需求增加，人民幣貶值，匯率上升;反之，當中央銀行采取非沖銷式干預時，在外匯市場上買入美元資產，使得市場上貨幣供應量增加，在其他條件不變的情況下，國內價格將隨之上升，人民幣也出現貶值，匯率上升。從圖4可以看出，外匯干預變量intt基本處于零線以上，但是2011年以來在零線上下波動，說明我國中央銀行的外匯干預措施較為頻繁，并取得成效。

4．中美利率差是影響匯率波動的因素，但影響較小

中央銀行的沖銷干預會對市場參與者產生預期效應，通過影響投資者的投資行為達到改變匯率的目的。如果中央銀行購買了美元債券進行沖銷干預，則投資者會認為央行將采取擴張性的貨幣政策，這種對匯率貶值的預期，使得本國的利率高于美國的利率，進而引起人民幣的貶值，在方程(15)中，滯后2期的中美利率差rt-r*t的系數為0.003，說明模型的估計結果與理論分析相一致。從圖5可以看出，中美利率差除了1998—2001年和2005—2007年上半年，其余時期都處于零線以上，說明這些時期本國利率一直高于美國利率，應該會引起人民幣貶值，但是由于系數較小，所以影響較小。

圖4 外匯干預變量intt

圖5 中美利率差，rt－r*t

5．中美貨幣供應量差也是影響匯率波動的因素，影響也較小

在方程(15)中，滯后1期中美貨幣供應量(對數)差mt-m*t的系數為0.2，表明前1個月mt-m*t的差為正時，即中國貨幣供應量高于美國貨幣供應量時，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下跌，人民幣升值，但是影響較小。從圖6可以看出，中美貨幣供應量(對數)差(mt-m*t)基本處于上升趨勢，在2006年開始才出現正值，也即2006年后中國貨幣供應量才高于美國貨幣供應量，應該產生貶值效應，和利率差同樣的原因，由于系數較小，所以影響也較小，對人民幣匯率走勢的影響不顯著。

6．中美GDP差是影響匯率貶值的較為重要的因素

在方程(15)中，滯后1期中美GDP(對數)差yt-y*t的系數為-0.31，表明前1個月yt-y*t的差為負時，即中國GDP低于美國GDP時，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下降，人民幣升值。從圖7可以看出，中美GDP(對數)差yt-y*t基本處于上升趨勢，雖然仍然是負的，但是中美GDP差yt-y*t一直處于縮小的狀態。

由于中國經濟的增長速度高于美國經濟的增長速度，因此中美GDP差yt-y*t仍會不斷縮小，也就是說中美GDP差促使人民幣貶值的影響會越來越小。

圖6 中美貨幣供應量(對數)差，mt－mt

圖7 中美GDP(對數)差，yt－y*t

五、結論和政策建議

本文基于彈性價格貨幣理論和匯率生成的微觀結構模型，構建了包含人民幣匯率、利率、貨幣供應量、實際收入、央行干預變量以及匯率基本均衡值ft的線性回歸模型，并應用EGARCH過程，衡量了市場的信息沖擊對人民幣匯率波動的非對稱影響。結果表明，利率、貨幣供應量、實際收入、央行的外匯干預都會對匯率波動產生顯著性的影響。

在金融危機的影響逐步消退后，無論是出于外部政治需要，還是追求本國利益，人民幣的一次性升值不可能根本上改善中國與西方經濟體的貿易狀況。綜合世界各國匯改的歷史經驗和我國的特殊國情，中國的匯率改革應堅持自主、漸進、可控的原則，穩步推進人民幣匯率制度改革，適應國際金融體系發展的需要。而這首要的問題就是人民幣的市場化，央行應適度減少外匯干預，實現更加靈活的匯率政策。從2009年啟動人民幣跨境結算開始，人民幣國際化腳步越來越快，人民幣匯率市場化決定程度越高，人民幣匯率就越趨向于均衡水平。人民幣匯率受到國內外各種經濟因素的影響，隨著未來人民幣匯率波動幅度區間逐漸擴大，人民幣匯率雙向浮動“需求強烈”，人民幣匯率將保持相對穩定，人民幣升值幅度將不會超過預期。

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