人民幣匯率波動(dòng)與貨幣政策相互影響的實(shí)證分析

譚文培

摘要：貨幣政策對(duì)匯率波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生直接或間接的影響。利用1994-2011年相關(guān)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型 （VAR） 分析我國貨幣政策與人民幣匯率之間的相互關(guān)系。模型分析的結(jié)論表明，貨幣供應(yīng)量對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的影響不確定，總體大致呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系；人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)貨幣供應(yīng)量的決定也產(chǎn)生影響，但是實(shí)際有效匯率卻不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰成因。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；貨幣政策；向量自回歸模型；實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F832.6；F822.0；F224

一、貨幣政策與人民幣匯率波動(dòng)相互影響的實(shí)證研究綜述

對(duì)貨幣政策與人民幣匯率波動(dòng)影響的研究，國外學(xué)者研究文獻(xiàn)很少，國內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了一些研究。王濤（2004年）研究了人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的原因。選取的變量為相對(duì)產(chǎn)出（本國實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)值減去貿(mào)易伙伴國GDP的加權(quán)平均值）、實(shí)際有效匯率和相對(duì)價(jià)格水平（與相對(duì)GDP的計(jì)算相同）。在對(duì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行了平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)后，進(jìn)行VAR估計(jì)和脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)。實(shí)證結(jié)論為：一是總供給的增加起初會(huì)帶來實(shí)際匯率的升值，從長期來看，會(huì)導(dǎo)致實(shí)際匯率的貶值；而總需求的擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致實(shí)際匯率的升值；貨幣沖擊短期會(huì)導(dǎo)致實(shí)際匯率的貶值，從長期來看，沒有影響。二是人民幣實(shí)際匯率與貨幣供給沖擊的關(guān)系符合浮動(dòng)匯率制度下的M-F模型，即本國實(shí)際利率的下降會(huì)導(dǎo)致資本外流，實(shí)際匯率貶值。俞梅（2011年）運(yùn)用SVAR模型，分析了我國貨幣政策與人民幣匯率的相互作用，發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策對(duì)匯率沖擊的反應(yīng)具有“逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向”特征，我國貨幣政策對(duì)人民幣匯率變動(dòng)非常敏感，但人民幣對(duì)貨幣政策的反應(yīng)較弱。朱慧、潘琦（2012年）利用2001年1月～2010年12月的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了我國貨幣政策對(duì)人民幣匯率的傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為貨幣政策變動(dòng)對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)影響有限。

二、貨幣政策與實(shí)際有效匯率的相互影響

對(duì)于我國貨幣政策與實(shí)際有效匯率的相互影響關(guān)系分析，具體如下。

（一）向量自回歸模型建立及實(shí)證目的

建立向量自回歸模型的主要目的是考察貨幣政策與實(shí)際有效匯率之間的相互影響，特別關(guān)注貨幣政策對(duì)實(shí)際匯率波動(dòng)的影響。結(jié)合我國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況，對(duì)變量進(jìn)行設(shè)定。首先，對(duì)代表貨幣政策變動(dòng)變量的選擇。與前面模型不同，這里選用貨幣供應(yīng)量（M2）代表貨幣政策的變化，因?yàn)樨泿殴?yīng)量變量具有時(shí)間序列的連續(xù)性，且更能夠代表我國貨幣政策的實(shí)施狀況。選擇外匯儲(chǔ)備（FER）作為實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況變量，因?yàn)橥鈪R儲(chǔ)備變動(dòng)較充分地體現(xiàn)了實(shí)施匯率穩(wěn)定政策的程度。選擇實(shí)際有效匯率作為匯率波動(dòng)的變量。

建立具體VAR模型如下：

whcblgd代表外匯儲(chǔ)備對(duì)數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間序列，reerlgd代表實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間序列，mtlgd則代表貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間序列。 α、β 、γ 則是待估的參數(shù)值， μ1t、 μ2t、 μ3t分別代表來自whcblgd、reerlgd和mtlgd的隨機(jī)擾動(dòng)。

該計(jì)量模型的主要目的是探討貨幣政策與匯率波動(dòng)之間的相互影響，特別是貨幣政策對(duì)匯率波動(dòng)的影響。

（二）數(shù)據(jù)選取

該計(jì)量模型數(shù)據(jù)選用1994年1月到2011年12月的月度數(shù)據(jù)。實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織網(wǎng)站的《國際金融統(tǒng)計(jì)（International Finance Statistics），簡稱IFS》，實(shí)際有效匯率以2000年數(shù)據(jù)為基期確定時(shí)間序列，得到實(shí)際有效匯率指數(shù)；外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)來自中國外匯管理局網(wǎng)站；貨幣供應(yīng)量（M2）數(shù)據(jù)來自中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)相關(guān)各期。

（三）變量時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)

變量時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)分別為，貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備以及實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的單位根檢驗(yàn)。

1.貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值的單位根檢驗(yàn)

由于貨幣供應(yīng)量的時(shí)間趨勢(shì)，所以對(duì)其進(jìn)行二階滯后的ADF檢驗(yàn)，得到的結(jié)果見表1和表2。

貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值單位根檢驗(yàn)結(jié)果可歸結(jié)為：在1%的顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量的時(shí)間序列在滯后期為2【記為I（2），二階單整】的情況下是平穩(wěn)的；在5%的顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量的時(shí)間序列在滯后期為1【記為I（1），一階單整】的情況下是平穩(wěn)的。

2.外匯儲(chǔ)備對(duì)數(shù)值的單位根檢驗(yàn)

在滯后期為4時(shí)，包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)的檢驗(yàn)方程的AIC和SC值較小，此時(shí)ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為-3.75時(shí)，比1%的顯著性水平上的臨界值大，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；但是，當(dāng)檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值比在5%的顯著性水平上的臨界值小時(shí)，拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此，在5%的顯著性水平上，滯后4期【記為I（4），四階單整】的外匯儲(chǔ)備的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

3.實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的單位根檢驗(yàn)

因?yàn)閷?shí)際有效匯率不存在明顯的時(shí)間趨勢(shì)，所以檢驗(yàn)方程僅僅選擇有截距項(xiàng)的方程，在檢驗(yàn)方程滯后期為1時(shí)的AIC和SC值達(dá)到最小，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值時(shí)間序列在一階單整【I（1）】時(shí)是平穩(wěn)的。

通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量在5%的顯著性水平下是一階單整，實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下也是一階單整，這表明貨幣供應(yīng)量和實(shí)際有效匯率之間有可能存在協(xié)整關(guān)系，所以要進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

三、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值和實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，證明二者之間是否存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

（一）最小二乘回歸

對(duì)貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值和實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的回歸模型進(jìn)行最小二乘回歸，估計(jì)結(jié)果見表5 。

（二）單位根檢驗(yàn)

對(duì)回歸結(jié)果殘差e進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，輸出的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值和實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值回歸模型的回歸結(jié)果殘差e是非平穩(wěn)序列。通過協(xié)整檢驗(yàn)說明，協(xié)整關(guān)系在兩變量之間不存在，所以實(shí)際匯率波動(dòng)受貨幣供應(yīng)量增減變動(dòng)的影響不大。

四、向量自回歸模型的計(jì)量結(jié)果

通過對(duì)貨幣供應(yīng)量、實(shí)際有效匯率及外匯儲(chǔ)備三個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)，以及通過貨幣供應(yīng)量對(duì)數(shù)值與實(shí)際有效匯率對(duì)數(shù)值的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，建立向量自回歸模型，然后進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明：回歸模型的AIC值最小出現(xiàn)在滯后期為4時(shí)，回歸模型的SC值最小出現(xiàn)在滯后期為5時(shí)。因此，要最終確定該模型的滯后期，就必須通過檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量確定。通過LR檢驗(yàn)決定取舍，計(jì)算的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果如下：

在公式中，模型整體的對(duì)數(shù)函數(shù)值用L4、L5表示， L4表示滯后期為4， L5表示滯后期為5。

在零假設(shè)條件下，該檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從漸近的x2，自由度為9，從VAR（5）到VAR（4）對(duì)回購模型參數(shù)施加的零約束個(gè)數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果表明原假設(shè)不能拒絕，由此確定滯后期應(yīng)該為4。根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果，建立對(duì)應(yīng)的矩陣形式如下：

從參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，可以歸結(jié)為以下幾點(diǎn)：

第一，貨幣供應(yīng)量與實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，實(shí)際有效匯率變動(dòng)影響貨幣供應(yīng)量的增加或減少，當(dāng)實(shí)際有效匯率貶值時(shí)，貨幣供應(yīng)量會(huì)增加，反之，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，實(shí)際有效匯率貶值。

第二，實(shí)際有效匯率與外匯儲(chǔ)備之間相關(guān)關(guān)系不是很明顯，但二者之間呈現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。即當(dāng)外匯儲(chǔ)備減少時(shí)，實(shí)際匯率會(huì)發(fā)生貶值。

第三，外匯儲(chǔ)備變動(dòng)是影響貨幣供應(yīng)量變動(dòng)重要因素，二者之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即外匯儲(chǔ)備增加時(shí)，會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加。貨幣供應(yīng)量不是影響外匯儲(chǔ)備變動(dòng)重要因素，但有時(shí)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，外匯儲(chǔ)備會(huì)減少。

五、格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步考察貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與實(shí)際有效匯率變動(dòng)的因果關(guān)系，我們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與實(shí)際有效匯率變動(dòng)互相被對(duì)方解釋的程度。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：第一個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果的概率為0.63，不能拒絕原假設(shè)，實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)實(shí)際匯率對(duì)數(shù)值時(shí)間序列滯后一期時(shí)，不會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)。格蘭杰因果檢驗(yàn)的第二個(gè)結(jié)果的概率為0.005，說明發(fā)生的概率極小，拒絕原假設(shè)，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)產(chǎn)生格蘭杰成因。

六、實(shí)證分析結(jié)論

通過以上的實(shí)證分析，得出如下結(jié)論。

（一）貨幣供應(yīng)量（M2）對(duì)實(shí)際有效匯率水平的影響

第一，向量自回歸模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)影響著實(shí)際有效匯率的變動(dòng)，但這種影響存在一定的不確定性，不過貨幣供應(yīng)量和實(shí)際有效匯率之間總體呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，實(shí)際有效匯率會(huì)發(fā)生貶值。

第二，實(shí)際有效匯率會(huì)受到外匯儲(chǔ)備變動(dòng)的影響，但影響不是很明顯，不過有時(shí)也呈現(xiàn)一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

第三，格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，貨幣供應(yīng)量變動(dòng)是實(shí)際有效匯率變動(dòng)的格蘭杰成因。說明貨幣供應(yīng)量是影響實(shí)際有效匯率變動(dòng)的重要因素之一，當(dāng)貨幣政策調(diào)整時(shí)，實(shí)際有效匯率水平會(huì)受到影響，同時(shí)，實(shí)際有效匯率的波動(dòng)幅度以及對(duì)匯率的預(yù)期誤差也會(huì)受到貨幣供應(yīng)量的影響。所以我們可以認(rèn)為，實(shí)際有效匯率會(huì)受到貨幣當(dāng)局調(diào)整貨幣政策的影響而發(fā)生變動(dòng)，但是不能具體確定對(duì)匯率變動(dòng)的影響效果，這一結(jié)論基本符合我國的現(xiàn)實(shí)情況，同時(shí)也符合新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。

（二）實(shí)際有效匯率對(duì)貨幣供應(yīng)量（M2）的影響

第一，根據(jù)向量自回歸模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果，實(shí)際有效匯率同樣是貨幣供應(yīng)量的影響因素之一，對(duì)貨幣供應(yīng)量的決定產(chǎn)生重要影響，貨幣供應(yīng)量會(huì)隨著實(shí)際匯率發(fā)生貶值而相應(yīng)增加。

第二，格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，實(shí)際有效匯率不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰成因；與此同時(shí)，貨幣供應(yīng)量會(huì)由于實(shí)際有效匯率隨機(jī)波動(dòng)發(fā)生波動(dòng)，這也比較相符我國的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況。

第三，在我國，經(jīng)濟(jì)增長率是貨幣供應(yīng)量的主要決定因素，但是，實(shí)際有效匯率和外匯儲(chǔ)備同樣影響貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)，并且二者對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響基本是一致的，只是實(shí)際有效匯率對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的影響相對(duì)較大，而外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的影響相對(duì)較小。

（三）實(shí)際有效匯率波動(dòng)的主要原因

貨幣供應(yīng)量與外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)，都會(huì)影響實(shí)際有效匯率的波動(dòng)，但貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響大于外匯儲(chǔ)備變動(dòng)對(duì)實(shí)際有效匯率的影響。實(shí)際有效匯率波動(dòng)最主要是自身的波動(dòng)導(dǎo)致的，但是影響時(shí)間不長，會(huì)自動(dòng)趨于穩(wěn)定。

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（編輯：周南）