人民幣匯率結構突變分析

【摘要】從1994年匯改至今，人民幣匯率打破了傳統(tǒng)的固定匯率制度，1994年匯率體制并軌、2005年開始實行有管理的浮動匯率制度，這些政策上的變化在一定程度上會引起人民幣匯率發(fā)生結構突變。本文通過鄒檢驗對人民幣匯率的時間序列進行檢驗，找出可能發(fā)生結構突變的點，并在此基礎上對內(nèi)生結構變化問題進行了深入的研究，結果表明：人民幣匯率確實發(fā)生了結構突變，突變點為2007年10月。

【關鍵詞】匯率 結構突變

一、國內(nèi)研究現(xiàn)狀

自1981年尤其是1994年以來，我國匯率制度發(fā)生了重大變革， 由釘住美元的匯率政策改革變?yōu)閰⒖及涝W元等在內(nèi)的一籃子貨幣浮動匯率制度，這些政策的變動以及國際金融市場的外生沖擊，在很大程度上可以引起人民幣匯率數(shù)據(jù)生成過程發(fā)生結構突變。國內(nèi)學者在這一領域做了很多努力，也為國家進一步做政策調(diào)整提供了依據(jù)。

王少平和李子奈（2003）詳細介紹了結構突變理論，并對中國匯率的結構變化進行內(nèi)生、外生結構突變檢驗，得出“自亞洲金融危機以來我國人民幣匯率保持了穩(wěn)定”的結論。

肖宏偉、王振全（2009）采用對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)對1981年1月至2009年3月的人民幣匯率進行了結構突變檢驗，結果表明，1981年以來發(fā)生了三次突變，1994年1月-2005年7月為趨勢平穩(wěn)過程，其他時間段均為單位根過程。

陳江龍（2008）利用2002年1月-2007年4月人民幣兌日元名義匯率數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，探討了結構突變對于模型估計方法選擇的影響，得出人民幣對日元匯率是結構突變的平穩(wěn)序列。

二、單位根檢驗

ΔYt=ρt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γDt+εt，εt～ IIN（0，δ2）

Dt=0，t≤K; Dt=t-K，t＞K。通常k在[0. 15T，0. 85T]范圍內(nèi)逐個取值(取整數(shù))。

Perron（1997）主張先用帶有描述結構突變變量的時間趨勢項退勢，y=μ+βt +γD +u。再用退勢后的序列進行ADF檢驗。對所有可能的結構突變點tb重復上述步驟，一般的tb/T應位于樣本的15%~85%之間，以保證較高的檢驗功效。得到一個單位根統(tǒng)計量的序列，從中選擇最小的一個與臨界值比較。如果得到的最小統(tǒng)計量值大于相應的臨界值，則原序列是具有結構突變的單位根過程；如果小于相應的臨界值，則原序列是結構突變的趨勢平穩(wěn)過程。

Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+εt Du=1或0 （模型1）

Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ2Du+εt Dt=t-tB或0 （模型2）

Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+γ2Dt+εt Dt=t-tB或0（模型3）

三、結構突變檢驗

由時間序列圖以及結合政策因素，選取1995-01（匯率體制并軌），2005-08（有管理的浮動匯率制度），2008-06，2007-10，2010-06作為未知結構突變點，進行內(nèi)生性結構突變檢驗。設先驗給定可能發(fā)生結構突變的點為TB。

第1中情況為序列的截距項由TB前的μ變化為TB后的μ+γi，當et~I(1)時，稱Mt由結構變化的單位根過程所生成，這一模型亦稱崩潰模型，如模型1所示。

第2種情況為序列的斜率在TB后，由α變成為α+γj，由于斜率反映增長率，因此也稱為變化的增長率模型，如模型2所示。

第3種情況為序列的結構變化在截距和趨勢項同時發(fā)生，TB點后，截距項由原來的μ變化為μ+γi，趨勢項由原來的α變成為α+γj，如模型3所示。

（一）均值突變的退均值平穩(wěn)過程

Mt=μ+αt+γiDLit+et （DLit=0或1）（模型1）

設立新的時間序列DL1，當T≤1995-01時，DL1=0；當T﹥1995-01，DL1=1。對新的時間序列進行退均值平穩(wěn)過程，得到的模型結果如下表1所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt= 865.3960 - 0.8188*T + 17.9322*DL1+e1t。

只對1995年1月進行均值退化趨勢和ADF檢驗，利用退勢后的e1t建立Δe1t=ρe1t+∑pi=1βiΔe1t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值為t(ρ11)=-1.2103。

設立新的時間序列DL2，當T≤2005-08時， DL2=0；當T﹥2005-08， DL2=1。對新的時間序列進行退均值平穩(wěn)過程，得到的模型結果如表1所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt=857.3561-0.3710*T-65.7552* DL2+e2t。

只對2005年8月進行均值退化趨勢和ADF檢驗，利用退勢后的e2t建立Δe2t=ρe2t+∑pi=1βiΔe2t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值為t(ρ12)=-0.7764。

設立新的時間序列DL3，當T≤2007-10時， DL3=0；當T﹥2007-10， DL3 =1。對新的時間序列進行退均值平穩(wěn)過程，得到的模型結果如下表1所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt=851.4775-0.3267*T-103.3438*DL3+e3t。

只對2007年10月進行均值退化趨勢和ADF檢驗，利用退勢后的e3t建立Δe3t=ρe3t+∑pi=1βiΔe3t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值為t(ρ13)=-3.9231。

設立新的時間序列DL4，當T≤2008-06時， DL4=0；當T﹥2008-06， DL4=1。對新的時間序列進行退均值平穩(wěn)過程，得到的模型結果如下表1所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt=857.7241-0.4423*T-93.5226*DL4+e4t。

只對2008年06月進行均值退化趨勢和ADF檢驗，利用退勢后的e4t建立Δe4t=ρe4t+∑pi=1βiΔe4t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值為t(ρ14)= -2.4567。

設立新的時間序列DL5，當T≤2010-06時，DL5=0；當T﹥2010-06，DL5=1。對新的時間序列進行退均值平穩(wěn)過程，得到的模型結果如下表1所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt=875.8822-0.7406*T-55.7115*DL5+e5t。

只對2010年06月進行均值退化趨勢和ADF檢驗，利用退勢后的e5t建立Δe5t=ρe5t+∑pi βiΔe5t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值為t(ρ15)= -1.1734。

比較各ρ的t檢驗值，可知t(ρ13)最小，由此確定結構突變發(fā)生的時點λ=0.8137，perron的5%臨界值為-3.75，t(ρ13)小于臨界值，故檢驗結論是誤差序列是平穩(wěn)的。這樣，最后的結論為：M序列為結構突變的趨勢穩(wěn)定過程，突變點為2007年10月，調(diào)整所產(chǎn)生的結構突變的幅度為103.3， 這是中國匯率結構突變的特征。

對殘差序列做單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。得到的ADF值為-14.5762，小于1%的顯著性水平-3.4631，故認為殘差序列平穩(wěn)。由回歸結果可知10年6月這個突變點沒有通過檢驗，剔除YLL3這個變量后，得到：

M = 880.48 - 3.98*t + 3.93*JWY3 - 0.10*LBL3 + 1.69*LQS3 - 3.51*LWB3

（三）均值和趨勢雙突變的退勢平穩(wěn)過程

Mt=μ+αt+∑piγiDTit+∑piγiDLit+et為進行均值和趨勢雙突變的一般模型。

-1.0526為t(ρ11)只對1995年1月進行退化趨勢的ADF檢驗值，得到的模型結果如表3所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt=874.3418-2.3098*T+26.8331*DL1+1.4915*DT1+e1t。

-2.8653為t(ρ12)只對05年8月進行退化趨勢的ADF檢驗值，得到的模型結果如下表3所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt= 842.2760-0.1540*T-7.0059*DL2-2.4887*DT2+e2t

-3.6380為t(ρ13)只對08年6月進行退化趨勢的ADF檢驗值，得到的模型結果如下表3所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt= 850.6556 - 0.31666*T - 87.9589*DL3-0.8411*DT3+e3t

-2.4767為t(ρ14)只對08年6月進行退化趨勢的ADF檢驗值，得到的模型結果如下表3所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt= 857.7100 - 0.4422*T - 94.2939* DL5+0.1324*DT4+e4t

-1.1506為t(ρ15)只對10年6月進行退化趨勢的ADF檢驗值，得到的模型結果如下表3所示，因此，此時的回歸方程為：

Mt= 875.8771 - 0.7406*T - 49.1835*DL5-1.8666* DL5+e5t

比較各個t值，可知t(ρ13)最小，由此確定結構突變發(fā)生的時點λ=0.8137，perron的5%臨界值為-4.04，10%臨界值為-3.69，t(ρ13)均大于臨界值，故檢驗結論是誤差序列不是平穩(wěn)的，Mt為結構突變的單位根過程。

四、結論

本文通過考慮結構突變的單位根檢驗，分別采用均值、趨勢、均值和趨勢雙突變模型對人民幣對美元匯率序列進行了分析，結果表明，人民幣匯率確實發(fā)生了突變，顯著的突變點為2007年10月。但是通過不同模型得出的結論存在差異，只考慮均值突變的模型表明我國匯率存在-103的調(diào)整，政策意義上來說重大政策調(diào)整的影響是持久的，致力于宏觀調(diào)控就可以監(jiān)控匯率變化，其影響持續(xù)到下一次政策調(diào)整；而考慮均值和趨勢雙突變的模型，得出M是結構突變的單位根過程，表明M是隨機波動的，任何一個沖擊都有可能改變匯率變動的軌跡。

參考文獻

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作者簡介：吳科霖（1988-），男，湖南益陽人，中南財經(jīng)政法大學統(tǒng)計與數(shù)學學院統(tǒng)計系碩士研究生，研究方向：經(jīng)濟統(tǒng)計。