新匯改以來我國貨幣政策匯率傳導效應實證分析

摘要:利用新匯改以來的中國經濟數據，采用H-P濾波技術和VAR模型等方法對中國貨幣政策匯率傳導效應進行實證分析，得出:貨幣政策調控與人民幣匯率間存在長期協整關系，但協整關聯度很低且因果關系倒置，貨幣政策調控不足以引致人民幣匯率相應變動;人民幣匯率對各變量的沖擊響應時滯平均為6—8個月。

關鍵詞:貨幣政策;匯率;傳導效應

中圖分類號:F822 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0101-03

引言

1999年，美國經濟學家保羅·克魯格曼(Paull Krugman)對開放經濟條件下蒙代爾-弗萊明模型的分析結論，進行了更為深刻的表述，即如果將資本自由流動、穩(wěn)定的匯率制度和獨立的貨幣政策作為三個獨立的目標。那么經濟當局只能選擇其中的兩個目標，而必須放棄另外一個目標，這種表述被稱為“三元悖論(Trilemma of the Exchange Rate Regime)”或“克魯格曼三角”。該理論從宏觀上揭示了貨幣政策獨立性、匯率穩(wěn)定和資本自由流動三者之間的相互制衡關系。具體而言，一國只能選擇三個政策組合之任一:即固定匯率制+資本自由流動+貨幣政策獨立性缺失;固定匯率制+貨幣政策獨立性+資本流動管制;浮動匯率制+資本自由流動+貨幣政策獨立性。我國從1994年實現人民幣官方匯率與外匯調劑市場匯率并軌，推行以市場供求為基礎的單一的、有管理的浮動匯率制，允許人民幣匯率在基準匯率的一定幅度內上下浮動。①然而，1994年的匯率體制改革并未能在較大程度上增加人民幣匯率變動彈性，1995—2004年我國廣義貨幣供應量(M2)累計增長441.5%，而同期人民幣匯率卻始終維持在1美元兌換8.2765—8.4387元人民幣的狹小區(qū)間內，處于“超穩(wěn)定”狀態(tài)。如果將這種匯率體制對照“克魯格曼三角”，我們認為事實上我國選擇的是“固定匯率制+貨幣政策獨立性+資本流動管制”模式。自2005年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度，當日美元對人民幣交易價格調整為1美元兌8.11元人民幣，一次性地升值2%。至2010年3月24日，人民幣兌美元匯率中間價為1:6.8264，累計升值近16%，其間人民幣匯率呈現雙向幅度特征，人民幣匯率波動空間不斷增大，匯率生成的行政色彩逐步弱化，市場性因素逐步增強。至此，作為開放經濟條件下貨幣政策重要傳導渠道的匯率渠道在我國是否已經成立及其在宏觀經濟中的運行狀況如何，便成為值得深入探討的問題。為此，筆者利用新匯改以來的中國實際經濟數據，采用計量經濟學中的向量自回歸模型(Vector Autoregression)方法，對我國中央銀行貨幣政策調控對匯率變動的傳導效應，及匯率變動對實體經濟活動的傳導效應進行實證研究。

一、相關變量與人民幣匯率長期協整關系研究

(一)變量選擇及數據說明

1.模型和變量選擇

本文采用如下K階向量自回歸模型(VAR):

Yt=A1Yt-1+……+AkYt-k+εt

式中:Yt=(M2cycle，recycle，gy，rr，inx)，M2表示廣義貨幣供應量，M2cycle為采用Hodrick-Prescott(lambda=14400)濾波法剔除趨勢性運動后的廣義貨幣供應量變動情況，以此代表中央銀行貨幣政策松緊取向;gy為工業(yè)增加值月同比增長率， 由于我國GDP指標無月度數據，這里以工業(yè)增加值增長率代表我國實體經濟運行狀況; x表示出口額;re表示人民幣兌換美元實際匯率，①recycle同樣為剔除趨勢性因素后的實際匯率波動情況，rr表示實際利率;1n表示對變量取自然對數，Ak為5×5待估計系數矩陣，εt為白噪聲序列。

2.數據說明

本文采用的樣本數據均為月度數據，樣本數量為53個，樣本期為2005年8月至2009年12月，樣本數據均來源于中經網《中國經濟統(tǒng)計數據庫》，M2的計量單位為人民幣億元，x的計量單位為千美元，工業(yè)增加值為以上年為基期的月同比增長率，名義匯率(e)取人民幣對美元加權平均匯率，實際匯率以(名義匯率-物價指數)/(名義匯率+物價指數)計算，物價指數取居民消費價格指數，實際利率的計算方法同實際匯率。本文對所有數據的計算處理均采用Eview5.0軟件進行。

(二)數據檢驗

1.數據穩(wěn)定性檢驗

基于文章后面將用到協整方法分析新匯率體制改革以來我國貨幣政策的匯率傳導渠道運行情況，而協整分析要求時間序列變量必須滿足平穩(wěn)性要求，因此，我們這里首先對上述變量及其差分進行穩(wěn)定性檢驗，以確定其是否符合協整分析的必要條件。本文分別采用目前已被廣泛使用的 ADF(Augmented Dickey-Fuller test statistic)方法和PP(Phillips-Perron test statistic)方法對原序列和差分序列進行單位根檢驗。檢驗結果見表1。

從表1中的檢驗結果來看，原數據序列為非平穩(wěn)序列，且均為含常數項的1階單整，符合向量協整前提條件。下面進一步進行向量間協整關系檢驗。

2.向量間協整檢驗(Johansen Cointegration Test)

本文分別采用多變量Johansen協整檢驗法中的跡統(tǒng)計量指標和最大特征值對上述變量進行協整檢驗，選擇默認滯后期2，檢驗的結果如表2、表3所示。

表2和表3的檢驗結果都表明，在1%的顯著性水平下，我國貨幣政策調控(M2cycle)、人民幣匯率波動(recycle)、經濟增長(gy)、實際利率(rr)和出口(1nX)五變量之間存在一個唯一的協整方程，且協整關系穩(wěn)定。

(三)VAR模型和VEC模型

1.VAR模型。經過前面的協整檢驗，已知文中列出的我國貨幣政策匯率傳導五變量間存在唯一的長期協整關系，通過Eviews軟件進一步計算得標準化后的變量長期協整方程為:

recycle=0.000144M2cycle+0.414338gy+5.9555731nX-0.629475rr

方程表明，從長期來看，我國貨幣政策調控(M2cycle)與人民幣匯率波動存在長期正向協整關系，M2cycle增加將使人民幣匯率上浮(即人民幣貶值)，符合理論預期，但關聯度很低，M2cycle增加1%，人民幣匯率只能上升0.000144%;工業(yè)增加值每增長1%，人民幣匯率將上浮0.414%;人民幣匯率每上升1%，將使出口增長0.168%;實際利率與人民幣匯率負相關，實際利率每增加1%，人民幣匯率將下降0.629%。

2.VEC模型。根據格蘭杰定理，協整向量之間一定存在誤差修正模型，為此本文在VAR模型分析的基礎上進一步建立向量誤差修正( VEC:Vector Error Correction)模型。通過Eviews軟件計算得實際匯率波動誤差修正方程為:

D(CYCLERE) = 0.007393331431*( CYCLERE(-1) - 0.0001436596605*CYCLEM2(-1) - 0.4143376798*GY(-1) - 5.955572969*LNX(-1) + 0.6294745355*RR(-1) + 113.7296275 ) + 0.1038044938*D(CYCLERE(-1)) + 0.1278484155*D(CYCLERE(-2)) + 4.512936298e-007*D(CYCLEM2(-1)) - 7.176451653e-007*D(CYCLEM2(-2)) - 0.02143706777*D(GY(-1)) - 0.003185611967*D(GY(-2)) + 0.07976400684*D(LNX(-1)) + 0.1248894032*D(LNX(-2)) - 0.1171454006*D(RR(-1)) - 0.05629268601*D(RR(-2)) - 0.006477036777

(四)格蘭杰因果關系分析

由于前面的協整分析只是一種長期多變量數量關系分析，并不能準確說明在長期中是貨幣政策調控引起了匯率的變動，還是匯率波動引起了貨幣當局的貨幣政策調控，以及匯率變動與實際經濟之間的關系。為弄清匯率與貨幣政策調控及實際經濟之間的因果關系，我們采用格蘭杰因果檢驗法對其進行因果檢驗，檢驗結果如表5。

從格蘭杰因果檢驗結果來看，在5%的顯著水平上， 不是人民幣匯率變動的原因，而相反人民幣匯率卻是M2cycle變動的原因;經濟增長、出口與人民幣匯率因果關系不顯著;實際利率是人民幣匯率變動的原因，反之則不成立。分析造成我國貨幣政策調控(M2cycle)與人民幣實際匯率反向因果關系的原因，我們認為有可能是與我們選用實際匯率指標有關。由實際匯率指標的計算公式可知，實際匯率與物價水平構成函數關系，而物價水平(一般以居民消費價格指數表示)通常情況下又將是貨幣政策調控取向的重要參考指標，也即物價水平是貨幣供應量變動的原因，而物價水平又與實際匯率形成了確定性的關系，因此實際匯率成為了貨幣供應量變動的原因。為了增強這種分析推斷的可信性，我們進一步對1996年1月至2009年12月的168對居民消費價格指數(CPI)和貨幣供應量(M2)樣本數據進行格蘭杰因果關系檢驗(表6)，檢驗結果顯示，拒絕CPI不是M2變動的原因出錯的概率只有0.3%，從而可以認為CPI是M2變動的原因，而反之則不成立，從而支持了前面的推斷。

二、人民幣匯率的脈沖響應和方差分解

下面將結合前面分析得出的長期協整方程，利用Eviews分別計算人民幣匯率對不同變量一個標準差新息沖擊的20期脈沖響應過程(圖1)。

從人民幣匯率對各變量的沖擊響應圖來看，recycle對M2cycle的一個標準差新息響應從第二期開始逐漸變大，至第六期達到最大為-0.072，隨后逐漸變小，至第19期轉為正響應;recycle對gr的響應同樣在第六期達到最大為-0.044，隨后變小，至19期轉為正響應;recycle對Inx的一個標準差新息在前兩期幾乎沒有響應，在第六期達到最大為-0.015，隨后變小，至第12期轉為正響應;recycle對rr的響應比較迅速，在第二期就達到-0.016，在第六期達到最大為-0.070，至第16期開始轉為正值。

再從模型的方差分解來看，如圖2。人民幣匯率的預測誤差波動主要來自于自身的影響，第七期后便基本穩(wěn)定在50%左右，貨幣政策調控對預測誤差的貢獻率相對較高，第三期便達到4.54%，第七期后更是穩(wěn)定在20%以上。第七期以后，經濟增長的貢獻率約為9%，出口的貢獻率約為0.9%，實際利率貢獻率約為19%。

三、結論分析

從以上數據檢驗和協整分析來看，可以得出如下幾點結論:

1.貨幣政策調控與人民幣匯率之間存在長期協整關系，但協整關聯度很低且因果關系倒置，貨幣政策調控不足以引致人民幣匯率相應變動。

2.人民幣匯率與經濟增長和出口之間存在較明顯的長期協整關系，匯率每上升(人民幣貶值)1%，將使出口增長0.168%，使工業(yè)增加值增長2.41%。但格蘭杰因果檢驗表明，人民幣匯率與經濟增長、人民幣匯率與出口之間短期因果關系不明顯。

3.人民幣匯率與實際利率之間存在較明顯的長期協整關系，實際利率每增加1%，人民幣實際匯率將下降0.63%。同時，格蘭杰因果檢驗表明，實際利率是人民幣匯率變動的原因，反之不成立。

4.人民幣匯率對各變量的沖擊響應時滯平均為6～8個月;第7期以后，人民幣匯率預測誤差波動中貨幣政策調控、經濟增長、出口和實際利率的貢獻率分別為23.3%、9.3%、0.8%和18.7%。

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