宏觀經濟因素與人民幣匯率浮動

摘要:采用協整檢驗和誤差修正模型等計量經濟學方法，就當前國內若干熱點變動的宏觀經濟因素變量對匯改后人民幣匯率的影響進行了實證研究，研究結果表明熱點變動的中美利差水平、通貨膨脹率差異水平以及外匯儲備增長率與人民幣升值幅度之間存在長期穩定的均衡關系。長期來看，利差水平對人民幣名義匯率影響程度較大，而短期內，外匯儲備因素和人民幣匯率自身變動的前期信息對其影響較為顯著。

關鍵詞:人民幣名義匯率; 協整檢驗; 誤差修正模型

中圖分類號: F830.9 文獻標識碼:A

一、問題的提出

當今世界日趨開放，經濟全球化進程逐步加速，國與國之間的經濟貿易往來日益頻繁，作為不同國家貨幣之間的兌換比率，匯率不可避免成為經濟生活中一個越發重要的經濟變量。有關匯率形成機制及影響因素之匯率決定理論不斷向前發展并取得新突破。傳統的匯率決定理論有國際借貸學說、購買力平價學說、利率平價學說、國際收支學說和資產市場學說等。[1]進入20世紀90年代，人們對匯率決定影響問題的研究更是取得好多新的發展方向。然而一種理論只能針對匯率決定的某一方面進行深入詳盡的闡述，同一種理論在不同時期的解釋能力也有不同。

Xu(2000)分析1978-1997年間人民幣匯率與國內物價的關系，認為國內物價上升是1994年前人民幣匯率持續貶值的主要原因。[2]Joseph M. Kargbo(2006)應用Johansen協整檢驗技術對若干非洲國家1958-2003年間匯率相關的年度數據進行了是否符合購買力平價(PPP)關系的實證檢驗，結果有力支持PPP關系的成立，建議購買力平價可以成為非洲國家匯率決定和匯率政策改革的有力參照。[3]Avik Chakrabarti(2006)采用面板協整方法就美國、法國、德國、日本等國家1977-1994年間1470對有關實際匯率和實際利率的季度數據進行實證研究，結果表明實際匯率和實際利率間不存在任何長期穩定關系。[4]國內賀昌政等(2004)運用自組織數據挖掘方法探討人民幣實際匯率的動態變化規律及其影響因素，結果表明在1997-2002年這段時間內，消費價格指數成為影響人民幣實際匯率最主要的因素。[5]奚君羊等(2004)采用協整和沖擊分解計量方法，就貨幣供應量、國內生產總值和實際利率對人民幣匯率的影響進行了詳細的實證檢驗。[6] 熊鵬(2005)定量分析人民幣利率對匯率長期走勢與短期波動的影響，研究表明:無論在長期還是短期，人民幣利率對匯率都是反向影響。[7]張道宏等(2007)在相關研究的基礎上對人民幣實際匯率決定因素進行了系統梳理，并就人民幣實際匯率失衡度進行了計算。[8]

2005年7月我國開始實行以市場供求為基礎、參考一攬子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，自此人民幣/美元名義匯率持續升值且幅度逐漸走高。由于影響匯率變動的因素及各種因素的影響程度會根據國內外不同時期各種經濟狀況和政策的變化而不斷變化，綜合國內各種相關文獻，就單純人民幣匯制改革后人民幣名義匯率升值變動影響因素實證分析的文獻幾乎沒有，有的也只是一些描述性和定性分析。鑒于此，本文應用計量經濟方法，基于當前國內經濟領域變動較為敏感熱點的若干宏觀經濟因素變量，對匯改后人民幣名義匯率變動的影響進行定量的研究分析，以期為政府政策決策和相關投資經營機構及人員提供一些有意義的參考信息。

二、模型介紹

(一) 協整及協整檢驗

多數經濟時間序列非平穩，直接進行傳統的回歸分析，可能導致“偽回歸”現象， 使分析結果失去經濟意義。1987年Engle and Granger提出的協整(co-integration)理論及其方法，為非平穩序列的建模提供了新方法。[9]一些經濟變量本身是非平穩的，但是它們的線性組合卻有可能是平穩的，這種非平穩變量間長期穩定的均衡關系稱為協整關系。經濟意義上，協整關系的存在意味著可以通過一個變量來影響另一個變量的變化。判定一組經濟數據序列是否存在協整關系，首先應該判斷其平穩性及其單整階數是否滿足協整關系一般為同階單整的要求，接下來對其進行協整檢驗。協整檢驗主要有兩種方法:一種是Engel和Granger提出的基于回歸殘差項的E-G兩步法;另一種是Johansen等人提出的基于VAR回歸系數的Johansen法。[10]

可根據Hendry的從一般到特殊的方法，逐步剔除無顯著統計意義的變量，最終得到一個使模型殘差為白噪聲的簡化的最優模型。

三、實證檢驗與分析

(一)變量選取和數據說明

不斷向前發展的匯率決定理論認為一國匯率的變動要受到許多因素的影響，這些因素既有經濟方面的，也有政府干預、心理預期等非經濟方面的。實踐中各種因素交織在一起相互加強或者相互抵消，共同影響匯率的變動，匯率變動是一個極其錯綜復雜的問題。本文就2005年7月21日人民幣匯制改革后物價水平、利率水平及體現國際收支狀況的外匯儲備對人民幣名義匯率的影響狀況進行實證研究，選取這些指標的原因在于它們本身都是影響匯率變動的主要因素，而且重要的是這些指標當前變動極為熱點敏感:美聯儲屢次降息，人民幣數次加息，中美消費物價指數不斷飆升，國內外匯儲備已超7G總和，所有這些變化都引起國內外高度關注。

由于時間較短，各變量樣本數據均采用月度平均值數據，樣本區間為2005年8月-2008年4月。匯率原始數據取直接標價法表示的人民幣/美元名義匯率，利率水平和物價水平變量也各自取中、美兩國具體數據加以對應。利率水平用中美同期利差衡量，其中美國利率取美國聯邦基金利率即商業銀行間的隔夜拆借利率。因為它為美國銀行系統的基礎利率，直接影響銀行向個人或企業的放貸利率，從而影響消費與投資以及整體經濟形勢。出于同一性國內利率也取銀行間隔夜拆借利率，我國銀行間同業拆借市場利率能即時準確地反映貨幣市場上資金的供求變化，對其他所有貨幣市場工具利率的形成具有制約作用。物價水平用同期中、美兩國居民消費者價格指數(CPI同比增長率)之差衡量，本文記作通貨膨脹率差異水平。國內外CPI數據大多參考的是同比增長率數據，因此將匯率和外匯儲備原始數據分別轉化為同比升值率和同比增長率(下文所有增長率均為同比率)。這樣所有數據量綱得到統一，季節因素也能較好消除。

(二)單位根檢驗

對非平穩數據直接進行回歸分析，可能導致偽回歸現象，同時看是否滿足協整關系對于變量間同階單整性的一般要求，對匯率升值率(RNER)、利差水平(DIR)、通貨膨脹率差異水平(DCPI)和外匯儲備增長率(RFR)四個數據序列及其一階差分序列ΔRNER、ΔDIR、ΔDCPI、ΔRFR分別進行平穩性ADF檢驗。從表1可以看出，RNER、DIR、DCPI和RFR原序列的ADF檢驗值都大于各顯著性水平下的臨界值，均不平穩;而ΔRNER、ΔDIR、ΔDCPI和ΔRFR的ADF檢驗值在5%顯著水平下顯著，拒絕存在單位根的原假設，為平穩序列。故由檢驗可知ΔRNER、ΔDIR、ΔDCPI和ΔRFR均已平穩為I(0)序列，對應原序列RNER、DIR、DCPI和RFR均為一階單整I(1)過程。

(三) 協整檢驗

EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，但在有限樣本條件下，這種估計量是有偏的，而且，樣本容量越小，偏差越大。本文中有效樣本數目相對較小，因此采用Johansen協整檢驗法，這種檢驗方法對多變量協整關系檢驗也更為有效。Johansen協整檢驗是一種基于VAR模型下的檢驗方法，對VAR(p)模型的滯后階數p較為敏感。在檢驗前必須確定適當的滯后階數p，階數過小或太大都不利于模型擬合效果。本文采用FPE、AIC、SC、HQ 準則和LR檢驗等多種方法確定模型的最優階數p=1。具體協整檢驗中，根據時間序列數據特征，選擇第三種檢驗形式，即觀察序列有線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距，結果見表2。由表2，跡檢驗統計量55.89大于47.86，23.93小于29.8，可知跡檢驗統計量在5%顯著性水平下拒絕變量間沒有協整關系的零假設，但接受至多存在一個協整關系的零假設，最大特征根檢驗統計量也得到相同的結果。因此，Johansen協整檢驗表明上述四個I(1)變量序列在5%顯著性水平下存在且僅存在一個協整關系。

其中圓括號和方括號中的數值分別為估計的標準差和t檢驗統計量值，可以看出各變量的系數均通過顯著性檢驗。接下來令:

ECMt=RNERt-6.519-3.886DIRt+0.525DCPIt-0.215RFRt(8)

對其進行單位根ADF檢驗，得到ADF檢驗統計量的值為-3.137841，小于各顯著性水平下的臨界值-2.639210、-1.951687和-1.610579，即它已是平穩序列。驗證了上述協整關系的正確性，四個變量間存在長期穩定的均衡關系。協整方程式(7)表明，利差水平和外匯儲備增長率對人民幣名義匯率升值率變動正向影響，而通貨膨脹率差異水平對其變動負向影響。具體地說，從長期來看，匯改后利差水平對人民幣名義匯率升值率(NRER)影響最大，DIR每增加1%，會引起RNER增加3.89%;通貨膨脹率差異水平(DCPI)次之，DCPI每增加1%，會引起RNER降低0.53%;外匯儲備增長率(RFR)影響相對較小，RFR每增加1%，會引起RNER增加0.22%。

(四) 誤差修正模型(ECM)

協整方程式(7)只能反映出RNER、DIR、DCPI和RFR之間的長期均衡關系。而短期內，RNER的影響因素可能由某些短期因素決定，并依照一定的調整力度使之趨向長期均衡。為了找出人民幣匯率升值率的短期影響因素以及模型在偏離均衡狀態時向長期均衡自我調整的力度，建立ECM。

根據式(6)，使用Hendry從一般到個別的建模方法，對每個變量滯后3期，用OLS法進行回歸，逐步剔除掉t檢驗統計量不顯著的系數變量，最后得到簡潔的ECM:

ΔRNERt=0.303-0.167ECMt-1+0.373ΔRNERt-1+0.125ΔRFRt+εt(9)

(2.96) (-2.54)(2.17)(2.26)

R2=0.33DW=2.18

其中，ECMt-1為誤差修正項，即式(8)的一階滯后，式(9)括號中的數值為相應的t檢驗值，各變量的系數都通過了顯著性檢驗。對其殘差序列εt進行白噪聲χ2檢驗，經檢驗，拒絕其為白噪聲的原假設所犯第一類錯誤的概率為0.938很大，因此接受εt為白噪聲序列，故上述誤差修正模型總體擬合效果較高可以很好的解釋實證變量間短期變化關系和波動調整狀況。從式(9)可以看出，短期內人民幣名義匯率升值率的變動受外匯儲備增長率和其自身前一期變動狀況的影響較為顯著，其它因素則無顯著影響。其對外匯儲備增長率和自身前一期變化狀況的彈性系數分別為0.13和0.37，均為正向影響且后者影響較大。誤差修正項ECMt-1的系數-0.167為負，符合反向調整機制，即人民幣名義匯率升值率前一期偏離長期均衡的非均衡誤差有大約16.7%在當期得到反向修正調整，將其拉回到均衡狀態。正是這種短期的不斷反向修正調整， 保證了四個變量序列間長期穩定的協整性。

(五) 方差分解

一個時間序列預測的誤差方差是自身擾動項及系統其他擾動項共同作用的結果，方差分解(Variance Decomposition)就是將系統的預測均方誤差分解成系統中各變量沖擊所做的貢獻，通過比較不同變量貢獻百分比的大小，可以估計出各變量沖擊的相對重要性和影響效應的大小?；贘ohansen協整檢驗的VAR(1)模型，對RNER變化進行Cholesky方差分解。由分解結果知，從長期來看，利差水平、通貨膨脹率差異水平和外匯儲備增長率的沖擊對匯率升值率預測誤差的貢獻度分別穩定在23%左右、12%左右和7%左右。這在一定程度上也反映了它們對匯率變化長期影響的大小關系，與前面協整關系所得結果一致。

四、 結論及政策建議

采用協整、誤差修正模型等計量經濟學方法，就當前國內經濟領域變動較為敏感熱點的內外利率水平、物價水平和極具增長的外匯儲備等宏觀經濟因素變量對2005年7月人民幣匯率制度改革后人民幣名義匯率的變動影響進行了研究分析，得到如下結論:

第一，匯制改革后內外利差水平、通貨膨脹率差異水平和外匯儲備增長率與人民幣名義匯率升值率之間存在長期穩定的協整關系。從長期來看，美聯儲屢次降息，人民幣數次加息后不斷縮小乃至倒掛的利差水平對人民幣名義匯率升值影響最大，且為正向影響。這與一國提高利率水平，致使本國金融資產收益增加，吸引國際資本流入加大，外匯市場上對本國貨幣需求增加，本國貨幣升值的經濟理論相一致。其次，通貨膨脹率差異水平對人民幣名義匯率升值產生反向影響，也即體現通貨膨脹率水平的國內消費物價指數不斷高位上揚，對現行人民幣升值產生長期的反向影響，這也與一國物價水平(通脹率)高于他國，貨幣購買力下降，對內、對外價值降低，本幣貶值的經濟理論相符。最后，體現國際收支下資本與經常項目持續“雙順差”狀況的極具攀升的外匯儲備對現行人民幣升值產生長期正向影響，給人民幣升值也帶來壓力。從影響匯率各因素的彈性系數可看出人民幣升值的正向壓力要遠大于反向影響，這在某種程度可以解釋目前人民幣“外升內貶”現象。

第二，從短期動態ECM來看，外匯儲備增長率的變化及人民幣名義匯率升值率自身前一期的變動狀況對人民幣名義匯率升值率的變化有較為顯著的正向影響。前者表明匯改后無論是短期內還是長期外匯儲備因素對人民幣升值波動都有正向影響，給人民幣升值帶來壓力。后者說明了匯改后人民幣升值具有持續性，人民幣升值同時也受到短期預期因素的正向影響，升值成為進一步升值的信號，對人民幣升值的預期還在持續。

綜合上述結論，匯率制度改革后，長期來看，內外利差水平不斷縮小直至倒掛致使國內投資收益增強吸引大量資本流入構成了人民幣升值壓力的最主要矛盾，因此在人民幣匯率形成機制改革過程中也要加快利率市場化改革的步伐，培育和完善利率體系，使匯率機制的調整與推動利率市場化的改革同步進行，不斷增強利率和匯率之間的聯動傳導機制。短期內，升值預期刺激短期資本投機，加重外匯供大于求，構成短期內人民幣升值的主要壓力，為此我們應該采取各種措施，實施嚴格監控，監督資金動態，引導資金投資方向，防止大量的國際游資進入我國資本、房產等市場進行投機，保持一定的市場合理預期， 防止金融泡沫，穩定逐步上揚的物價水平。

影響匯率變動的因素還有很多，錯綜復雜，同時各因素間又相互傳導、聯動作用。隨著國內外經濟形勢的各種變化和我國金融體制改革的不斷深化，尤其是目前世界金融危機的影響，人民幣匯率形成機制改革應該實現真正的以市場供求為基礎的有管理的浮動匯率制度，使合理、均衡的人民幣匯率水平與我國經濟增長相伴隨，更好地為宏觀經濟各目標服務，實現內外經濟均衡和諧發展。

參考文獻:

[1] 陳雨露，侯杰.匯率決定理論的新近發展:文獻綜述[J].當代經濟科學，2005(5):45-52.

[2] XU Y. China’s exchange rate policy[J].China Economic Review，2000(11):262- 277.

[3] Joseph M. Kargbo. Purchasing Power Parity and real exchange rate behaviour in Africa[J].Applied Financial Economics，2006(16):169-183.

[4] Avik Chakrabarti.Real exchange rates and real interest rates once again:a multivariate panel cointegration analysis[J].Applied Economics，2006(38):1217-1221.

[5] 賀昌政，任佩瑜，俞海.人民幣匯率影響因素研究[J].管理世界，2004(5):45-49.

[6] 奚君羊，譚文.影響人民幣匯率若干宏觀因素的實證檢驗[J].上海財經大學學報，2004，6(3):26-31.

[7] 熊鵬.人民幣利率對匯率影響的實證研究:1981-2003[J].財經論叢，2005(5):70-77.

[8] 張道宏，雷顯洋.人民幣實際匯率決定因素及其失衡度實證研究[J].數量經濟技術經濟研究，2007(1):124-132.

[9] Engle Robert F. and C.W.J. Granger. Cointegration and error correction: reprentation，estimation and test[J].Econometrica，1987(55):251-276.

[10]Johansen S. Statistical analysis of cointegration vectors[J].Journal of Economic Dynamics and Control，1988(12):231-254.

(責任編輯:陳樹明)