貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道在我國的有效性研究

摘要:隨著經(jīng)濟(jì)開放程度的提高和匯率改革的推進(jìn)，貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道得到不少學(xué)者的重視。本文選取2006年1月至2008年12月的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)對我國貨幣供應(yīng)量對匯率的影響、匯率對產(chǎn)出的影響進(jìn)行分析，并得出結(jié)論:貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道在我國是有效的。

關(guān)鍵詞:貨幣政策;匯率傳導(dǎo);格蘭杰因果檢驗(yàn)

Abstract:As the improvement of economical opening and the advancement of the exchange rate reform，the monetary policy’s exchange rate transmission channel obtains scholars’ attention. This paper selects economic data from January 2006 to December 2008，using cointegration tests and Granger causality test to examining the impacts currency supply to the exchange rate and exchange rate to outputs.We draw the conclusion that the exchange rate transmission channel in our country is valid.

Key Words:monetary policy，exchange rate transmission，Granger causality test

中圖分類號:F820.2文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1674-2265(2010)04-0025-05

一、理論基礎(chǔ)和文獻(xiàn)綜述

(一)理論基礎(chǔ)

隨著我國對外經(jīng)濟(jì)開放度的提高，匯率渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用和地位逐步增強(qiáng)。匯率可視為外匯資產(chǎn)的價(jià)格，隨著國際經(jīng)濟(jì)一體化和浮動(dòng)匯率的出現(xiàn)，匯率通過影響凈出口進(jìn)而影響產(chǎn)出已成為一個(gè)重要的貨幣政策傳導(dǎo)渠道。在實(shí)行浮動(dòng)匯率制的國家里，貨幣供應(yīng)量增加會(huì)引起通貨膨脹率的上升或利率的下降，通貨膨脹率上升或利率下降會(huì)促使本幣貶值，從而使國內(nèi)貨物比國外貨物相對便宜，引起凈出口上升、產(chǎn)出增加。

關(guān)于貨幣供應(yīng)量對匯率影響的理論眾多，其中以彈性價(jià)格貨幣模型、匯率超調(diào)模型以及匯率的資產(chǎn)組合平衡理論最為學(xué)者們認(rèn)可。

1. 彈性價(jià)格貨幣模型。彈性價(jià)格貨幣模型是現(xiàn)代匯率理論中最早建立、也是最基礎(chǔ)的匯率決定模型，其主要代表人物有弗蘭克爾(J·Frenkel)、穆莎(M·Mussa)、考霍(P·Kouri)、比爾森(J·Bilson)等。彈性價(jià)格貨幣模型假定所有商品的價(jià)格具有完全彈性，貨幣需求穩(wěn)定，購買力平價(jià)成立，資本在國際間的流動(dòng)是完全自由的。在這些假設(shè)前提下，貨幣市場的平衡條件是:

上式中，Ms表示貨幣供應(yīng)量，p為本國價(jià)格水平，y為收入，i為利率，a和b分別表示貨幣需求的收入彈性和利率彈性;除i外，其他變量均為對數(shù)形式。調(diào)整后，得到本國價(jià)格水平的表達(dá)式:

假設(shè)外國的貨幣需求函數(shù)與本國相同，同樣可得到外國價(jià)格水平方程式:

由于假定購買力平價(jià):成立，故得到基本模型:

從式(4)可知，本國與外國之間的國民收入水平、利率水平及貨幣供給量通過對各自物價(jià)水平的影響而決定了匯率水平。在其他因素不變時(shí)，本國貨幣供給增加，帶來本國貨幣的相應(yīng)貶值。

2. 匯率超調(diào)模型。1976年，多恩布什(Dornbuseh)提出粘性價(jià)格貨幣分析法，即所謂超調(diào)模型(overshooting mode1)。他認(rèn)為商品市場與資本市場的調(diào)整速度是不同的，商品市場上的價(jià)格水平具有粘性的特點(diǎn)，這使得購買力平價(jià)在短期內(nèi)不能成立，經(jīng)濟(jì)存在著由短期平衡向長期平衡的過渡過程。在超調(diào)模型中，由于商品市場價(jià)格粘性的存在，當(dāng)貨幣供給一次性增加以后，本幣的瞬時(shí)貶值程度大于其長期貶值程度，這一現(xiàn)象被稱為匯率的超調(diào)。

根據(jù)非套補(bǔ)的利率平價(jià)的基本原理，決定即期匯率的主要因素是預(yù)期的未來匯率水平以及兩國的利率差異，即:。

而本國的利率水平又是關(guān)于貨幣供應(yīng)量、國民收入、物價(jià)水平的函數(shù)，故得到基本模型:

在名義貨幣供給增加而價(jià)格水平又來不及變動(dòng)的情況下，勢必造成本國利率水平的下降，當(dāng)外國利率不變而本國利率下降會(huì)導(dǎo)致本幣貶值。

3. 資產(chǎn)組合平衡理論。資產(chǎn)組合平衡理論是在70年代中期由布蘭森、多恩布什及弗蘭克爾等經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)展起來的。該理論認(rèn)為，各種資產(chǎn)之間(本國資產(chǎn)和外國資產(chǎn)之間)并不是可以完全替代的，資產(chǎn)收益率、風(fēng)險(xiǎn)的差別等因素使非套補(bǔ)的利率平價(jià)不成立，從而需要對本幣資產(chǎn)與外匯資產(chǎn)的供求平衡在兩個(gè)獨(dú)立的市場上進(jìn)行考察。同時(shí)將本國資產(chǎn)總量直接引入了模型。本國資產(chǎn)總量直接制約著對各種資產(chǎn)的持有量，而經(jīng)常賬戶的變動(dòng)會(huì)對這一資產(chǎn)總量造成影響。這樣，這一模型將流量因素與存量因素結(jié)合了起來。

假定本國居民持有三種資產(chǎn):本國貨幣M、本國政府發(fā)行的以本幣為面值的債券B、外國發(fā)行的以外幣為面值的債券F，一國資產(chǎn)總量為W=M+B+e·F。一國資產(chǎn)總量是分布在本國貨幣、本國債券、外國債券之中的。從貨幣市場來看，貨幣供給是由政府控制的，貨幣需求是本國利率、外國利率的減函數(shù)，是資產(chǎn)總量的增函數(shù)。從本國債券市場來看，本國債券供給同樣是由政府控制的，本國債券的需求是本國利率的增函數(shù)、外國利率的減函數(shù)，是資產(chǎn)總量的增函數(shù)。從外國債券市場來看，外國債券的供給是通過經(jīng)常賬戶的盈余獲得的，在短期內(nèi)也是固定的。對外國債券的需求是本國利率的減函數(shù)、外國利率的增函數(shù)，是資產(chǎn)總量的增函數(shù)。

在以上三個(gè)市場中，不同資產(chǎn)供求的不平衡都會(huì)帶來相應(yīng)的變量(主要是本國利率與匯率)的調(diào)整。只有當(dāng)三個(gè)市場都處于平衡狀態(tài)時(shí)，該國的資產(chǎn)市場整體上才處于平衡狀態(tài)。這樣，在短期內(nèi)，由于各種資產(chǎn)的供給量是既定的，資產(chǎn)市場的平衡會(huì)確定本國的利率與匯率水平。在長期內(nèi)，對于既定的貨幣供給與本國債券供給，經(jīng)常賬戶的失衡會(huì)帶來本國持有的外國債券總量變動(dòng)，這一變動(dòng)又會(huì)引起資產(chǎn)市場的調(diào)整。因此，在長期內(nèi)，本國資產(chǎn)市場的平衡還要求經(jīng)常賬戶處于平衡狀態(tài)。

當(dāng)中央銀行為融通財(cái)政赤字增加貨幣供應(yīng)量M時(shí)，資產(chǎn)總量W也會(huì)增加。投資者傾向于對這一新增加的資產(chǎn)總量按原有比例持有各種資產(chǎn)，而本國債券與外國債券的供給量并沒有增加，于是在原有的均衡點(diǎn)E0會(huì)出現(xiàn)這兩個(gè)市場的超額需求。在本國債券市場上，對于既定的匯率，對本國債券超額需求會(huì)導(dǎo)致利率下降，意味著BB曲線左移。對于既定的匯率，在外國債券需求上升時(shí)，需要提高本國利率以消除對外國債券的超額需求，意味著FF曲線右移。這樣，三條曲線形成新的短期均衡點(diǎn)E1，此時(shí)利率降低，本幣貶值。

同理，無論是中央銀行在本國債券市場還是外國債券市場進(jìn)行公開市場業(yè)務(wù)操作帶來的貨幣供應(yīng)量增加，都會(huì)引起本幣貶值。

(二)文獻(xiàn)綜述

國外許多學(xué)者對貨幣政策匯率傳導(dǎo)渠道的有效性進(jìn)行了實(shí)證分析。Clarida和Gali(1994)利用向量自回歸模型對布雷頓森林體系崩潰后的英鎊兌美元的實(shí)際匯率變化原因進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)英鎊供應(yīng)量的變化導(dǎo)致英鎊與美元實(shí)際匯率波動(dòng)幅度尚未超過2.8%，而在加拿大，加元供應(yīng)量的變化對加元與美元的實(shí)際匯率的影響甚至更低;相反，Rogers(1998)采用1889—1992年的英、美兩國的有關(guān)資料，也同樣利用向量自回歸的研究方法，從各個(gè)不同的角度，詳細(xì)考察了英、美兩國貨幣供應(yīng)量的變化對實(shí)際匯率的影響，結(jié)果得出了兩國貨幣供應(yīng)量的變化導(dǎo)致匯率的波動(dòng)幅度高達(dá)40.6%的結(jié)論。Rodriguze和Diaz(1995)用一個(gè)具有產(chǎn)出增長、實(shí)際工資增長、匯率貶值、通貨膨脹、貨幣增長、索洛殘差等變量的VAR模型，對秘魯進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出主要從自身的沖擊中得到解釋，但匯率波動(dòng)對產(chǎn)出有影響。

在國內(nèi)，對我國貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道進(jìn)行系統(tǒng)研究的文獻(xiàn)相對較少，但有不少從側(cè)面進(jìn)行研究的文獻(xiàn)。奚君羊、譚文(2004)采用協(xié)整研究和沖擊分解的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，就貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際利率對人民幣匯率的影響進(jìn)行了詳細(xì)的實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，從長期看，上述因素與人民幣匯率之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的下浮，且影響極為顯著，而國內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際利率的上升則會(huì)引起人民幣匯率的上浮，但影響程度較弱。張秀艷、石柱鮮(2002)用VAR模型研究改革開放后人民幣匯率變動(dòng)對我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，并認(rèn)為人民幣兌美元匯率的變動(dòng)將對我國包括工業(yè)總產(chǎn)值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、外貿(mào)進(jìn)口總額和外貿(mào)出口總額在內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)產(chǎn)生重大影響。耿慶峰和黃志剛(2009)運(yùn)用單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)，對人民幣匯改以來利率對匯率的影響進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn):在目前我國資本項(xiàng)目沒有完全放開條件下，匯率對利率變化沖擊并不敏感。楚爾鳴(2006)對貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道進(jìn)行了系統(tǒng)研究，運(yùn)用協(xié)整分析、因果檢驗(yàn)，在研究了貨幣供應(yīng)量對匯率的影響基礎(chǔ)上，再分析了匯率波動(dòng)對產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對匯率變動(dòng)的傳導(dǎo)、匯率變動(dòng)對工業(yè)增加值變動(dòng)的傳導(dǎo)都不是很有效的。以上這些研究忽略了貨幣政策匯率傳導(dǎo)渠道的中間環(huán)節(jié)，而本文對匯率傳導(dǎo)渠道的全過程，即貨幣供應(yīng)量M↑→通貨膨脹率л↑或利率I↓→匯率E(直接標(biāo)價(jià)法)↑→凈出口NX↑→總產(chǎn)出Y↑，進(jìn)行實(shí)證分析。

二、計(jì)量分析

(一)研究方法和數(shù)據(jù)選取

本文選取廣義貨幣M2作為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要目標(biāo)，并且其數(shù)量在金融中介機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)中占絕大部分(約80%—90%)。M2不僅反映現(xiàn)實(shí)的購買力，還反映潛在的購買力;中央銀行和各商業(yè)銀行可以據(jù)此判定貨幣政策。以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI代替通貨膨脹率л。由于凈出口余額沒有月度數(shù)據(jù)(國際收支平衡表半年統(tǒng)計(jì)一次)，故以外匯余額F的變化衡量凈出口余額。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是季度數(shù)據(jù)，故沒有選用;但從國民收入恒等式Y(jié)=C+I+G+NX可以知道，凈出口余額NX構(gòu)成國民收入的一部分，凈出口余額NX的變化必然引起產(chǎn)出Y的變化。匯率是采用人民幣兌美元的匯率。廣義貨幣M2和凈出口余額NX數(shù)據(jù)較大，而利率I和匯率E數(shù)據(jù)較小，為了縮小差距，所有變量都選變動(dòng)率。其中變動(dòng)率的計(jì)算如下:

所有變量的時(shí)間段是從2006年1月至2008年12月。首先，對ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再對五組變量ΔI與ΔM2、ΔI與ΔE 、ΔCPI與ΔM2、ΔF與ΔE、ΔE與ΔCPI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，然后通過格蘭杰因果檢驗(yàn)探討各組變量之間是否具有統(tǒng)計(jì)上引起和被引起的關(guān)系。

(二)單位根檢驗(yàn)

格蘭杰指出，當(dāng)使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)，會(huì)造成虛假回歸，并且當(dāng)變量存在著單位根，即非平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量，如t值、F值、DW值和R將出現(xiàn)偏差。因此為了保證回歸結(jié)果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用擴(kuò)展的ADF檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征，ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以下回歸方程:

為純粹白噪音誤差項(xiàng)，滯后階數(shù)的選擇使得

不存在序列相關(guān)。原假設(shè)H0:P=1，備選假設(shè)H1:P<1。接受原假設(shè)意味著時(shí)間序列含有單位根，即序列是非平穩(wěn)的。利用Eviews5.0先后對相關(guān)變量的水平值和一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1中的數(shù)據(jù)可知，ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI時(shí)間序列的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%的顯著性水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時(shí)間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列;一階差分序列D(ΔM2)、D(ΔI)、D(ΔE)和D(ΔF)、D(ΔCPI)的ADF值小于1%顯著水平下的臨界值，是平穩(wěn)序列。

(三)變量的協(xié)整檢驗(yàn)

由于ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI都是屬于I(1)時(shí)間序列，因此ΔI與ΔM2、ΔI與ΔE 、ΔCPI與ΔM2、ΔF與ΔE、ΔE與ΔCPI之間可能存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的常用方法是恩格爾—格蘭杰兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時(shí)的估計(jì)具有偏差，故采用Johansen檢驗(yàn)法對各組變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。該方法是基于動(dòng)態(tài)分布滯后模型(VAR)來估計(jì)模型的長期均衡關(guān)系，以得出一個(gè)有效無偏估計(jì)。

在檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。其檢驗(yàn)方法是首先計(jì)算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協(xié)整關(guān)系和存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進(jìn)行比較，當(dāng)回歸方程的跡值大于假設(shè)條件下的Johanson臨界分布值時(shí)，拒絕其前提假設(shè)，反之，接受其假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，以檢驗(yàn)水平5%判斷，變量ΔI與ΔM2、ΔI與ΔE 、ΔCPI與ΔM2、ΔF與ΔE、ΔE與ΔCPI之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。Granger指出，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系。因此，下面進(jìn)一步探討上述各組變量之間是否具有統(tǒng)計(jì)上引起和被引起的關(guān)系，以便與實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行對照。

(四)變量的Granger因果檢驗(yàn)

所謂因果關(guān)系是指變量之間的依賴性，作為結(jié)果的變量是由作為原因的變量所決定的，原因變量的變化引起結(jié)果變量的變化。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家格蘭杰從預(yù)測的角度賦予因果關(guān)系新的含義，他在考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時(shí)采用這樣的方法:先估計(jì)當(dāng)前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗(yàn)證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰原因，此時(shí)x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)需要估計(jì)以下兩個(gè)回歸方程:

為了檢驗(yàn)此假設(shè)，我們可以采用F檢驗(yàn)。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y(tǒng)的單向因果關(guān)系，反之相反;如果兩個(gè)假設(shè)都不拒絕，則x和y是兩個(gè)獨(dú)立的序列;如果兩個(gè)假設(shè)都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關(guān)系。

從表3可以看出，在5%的顯著性水平上，ΔM2 是ΔI和ΔCPI的格蘭杰原因，ΔI和ΔCPI是ΔE的格蘭杰原因，ΔE是ΔF和ΔCPI的格蘭杰原因。

三、結(jié)論

經(jīng)過上述定量分析我們可以發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的變化通過影響利率或通貨膨脹率的變化，進(jìn)而影響匯率的變化，匯率的變化通過影響進(jìn)出口商品的價(jià)格水平進(jìn)一步促進(jìn)凈出口額的變化，最終會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出的變化，所以貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道是有效的。

自2005年7月21日起，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。匯率的變化反映了市場的供求關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的變化能夠通過利率機(jī)制和價(jià)格機(jī)制影響匯率，匯率傳導(dǎo)渠道的有效性得到提高。

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(特約編輯 齊稚平)