我國貨幣政策對人民幣匯率的傳導(dǎo)機(jī)制探究

朱 惠，潘 琦

（廣東外語外貿(mào)大學(xué)a南國商學(xué)院；b.經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣州 510545）

0 引言

由于長時間以來，人民幣匯率形成機(jī)制極不完善，匯率波幅很小，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的匯率渠道不如財富效應(yīng)等其他渠道暢通，目前我國基本沒有對貨幣政策匯率傳導(dǎo)機(jī)制的深層次研究。匯率傳導(dǎo)途徑僅僅是作為貨幣政策傳導(dǎo)途徑中的一個模塊進(jìn)行探討的。

宋清華（2003)認(rèn)為由于我國實行人民幣匯率管制，浮動不足，所以匯率渠道在我國并不暢通。楊小娟和熊勇剛（2004）利用1991.1～2002.6的國內(nèi)月度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，借助定性分析，采用協(xié)整理論實證得出我國貨幣政策主要通過股票價格、匯率和預(yù)期三大渠道共同傳導(dǎo)的結(jié)論。盛朝暉（2006）采用1994～2004國內(nèi)年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗分析我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)信貸渠道和信用渠道為主，利率渠道居中，而匯率渠道卻相當(dāng)被動。唐安寶、何凌云（2007)認(rèn)為匯率變量對產(chǎn)出、國際收支和物價等變量的影響均不顯著，匯率渠道并不通暢。王振杰和陶士貴（2009）采用1994～2008季度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，得出結(jié)論：信貸渠道是主力，貨幣渠道協(xié)同發(fā)揮作用，而利率和匯率渠道僅作為輔助及補(bǔ)充。

目前國內(nèi)在討論我國匯率傳導(dǎo)途徑是否暢通時，大多忽略了貨幣政策對匯率是否存在影響以及存在多大影響。國內(nèi)資本市場制度建設(shè)的一大特點就是外匯管制開始逐步放松，開始了匯率形成機(jī)制的漸近性改革，匯率變量的作用逐漸凸顯。為了使得研究更加系統(tǒng)全面，必須加入對匯率渠道的闡述。

1 框架與變量選取

貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道大致如下：貨幣供應(yīng)量→匯率→凈出口→產(chǎn)出。因此在分析匯率傳導(dǎo)渠道時相應(yīng)地需要選取貨幣供應(yīng)量、匯率、凈出口額和產(chǎn)出值指標(biāo)。

在貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計指標(biāo)選取上，本文以廣義貨幣供給量M2作為統(tǒng)計量，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站。在匯率的統(tǒng)計指標(biāo)選取上，本文選擇了人民幣實際有效匯率F來衡量，數(shù)據(jù)源自國際清算銀行（BIS）網(wǎng)站公布的匯率報表。在凈出口額的統(tǒng)計指標(biāo)選取上，本文選擇了月度貿(mào)易差額T作為統(tǒng)計量，數(shù)據(jù)來源于國家商務(wù)部網(wǎng)站的月度貿(mào)易差額情況表。在產(chǎn)出值的選取上，因為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP沒有月度值，所以采用月度工業(yè)增加值Q作為統(tǒng)計量來度量產(chǎn)出水平。所有數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2001年1月至2010年12月。

2 數(shù)據(jù)處理與檢驗

由于樣本容量較大，又是月度數(shù)據(jù)，存在著明顯的季節(jié)波動性，須對原變量進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。本文首先采用Census X11方法對所有變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整以消除季節(jié)波動，再對其取對數(shù)以便消除數(shù)據(jù)序列中可能存在的異方差，得到新的變量：實際有效匯率LNFSA、貨幣供應(yīng)量LNM2SA、工業(yè)增加值LNQSA和貿(mào)易差額LNTSA。

2.1 單位根檢驗

量名稱NM2SA NFSA NQSA NTSA差分次數(shù)1 1 1 1（C，T，K）（1，0，1）（0，0，1）（1，0，1）（0，0，1）DW值1.91 2 2.02 1.74 ADF值-4.63-11.36-2.99-22.34 5%臨界值-2.89-1.94-2.89-1.94結(jié)論I(1)I(1)I(1)I(1)

從檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，所有變量的一階差分均拒絕含有單位根的假設(shè)，均平穩(wěn)。因此，以上變量序列均為一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，看變量間是否存在一種長期均衡穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系。

2.2 協(xié)整分析

約翰森協(xié)整檢驗結(jié)果如下：Unrestricted Cointegration Rank Test(Trace)和Unrestricted Cointegration Rank Test(Maximum Eigenvalue)的P值分別為0.0000和0.0014，均小于0.05的顯著水平，則拒絕原假設(shè)，說明以上四個變量具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，可以建立VAR模型。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

因為協(xié)整檢驗僅是一種數(shù)量關(guān)系上的分析，不能夠完全深入地說明長期中各個變量間的因果對應(yīng)關(guān)系，必須對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，見表1。

表1 Granger因果關(guān)系檢驗（匯率渠道）

從檢驗結(jié)果來看，我國貨幣供應(yīng)量的變動是實際有效匯率變動的Granger原因，實際有效匯率的變動是引起產(chǎn)出水平變動的Granger原因，卻不是貿(mào)易差額變動的Granger原因。分析表明，我國通過貨幣供應(yīng)量的變動能在一定程度上引起實際有效匯率的變動，實際有效匯率的變動也能較好的傳導(dǎo)到實際產(chǎn)出，但實際有效匯率的變動對凈出口的傳導(dǎo)有效性較低。

3 模型建立與分析

3.1 VAR模型的建立

建立VAR模型首先需要確定模型的滯后期，經(jīng)過計算滯后2期的AIC等指標(biāo)值最小，故選擇滯后2期比較合理。利用EViews5.0軟件建立匯率傳導(dǎo)渠道的VAR模型，其向量表示形式為：

3.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了更具體地展現(xiàn)貨幣政策匯率渠道的傳導(dǎo)過程，形象地說明貨幣供應(yīng)量、匯率、凈出口和產(chǎn)出之間的動態(tài)關(guān)系，下面將利用匯率傳導(dǎo)渠道VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析它們的動態(tài)特征。用EViews5.0軟件生成的脈沖響應(yīng)過程如圖1所示。

圖1 脈沖響應(yīng)過程（匯率渠道）

從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來看，對于來自貨幣供應(yīng)量的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，實際有效匯率在第一期基本沒有響應(yīng)，第二期的脈沖響應(yīng)值也只有-0.002，隨后一直保持穩(wěn)定，這說明我國貨幣供應(yīng)量的增加短期內(nèi)對實際有效匯率的影響很小。

貿(mào)易差額對于來自實際有效匯率的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期的脈沖響應(yīng)值為0.06，第二期降為0.02，第三期基本為零，隨后呈現(xiàn)下降趨勢，這說明我國實際有效匯率的上升即人民幣升值，短期內(nèi)會導(dǎo)致凈出口的小幅增加。

工業(yè)增加值對于來自貿(mào)易差額的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期的脈沖響應(yīng)值為0.012，第二期降為0，總體上一直保持穩(wěn)定，說明我國凈出口的變動短期內(nèi)對產(chǎn)出水平產(chǎn)生了一定的正向影響。

工業(yè)增加值對于來自實際有效匯率的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期的脈沖響應(yīng)值為-0.3，之后一直上升至第七期為0，第八期至第十期在0.1徘徊，說明我國實際有效匯率的上升即人民幣升值短期內(nèi)不利于產(chǎn)出水平的增加，但是長期內(nèi)還是有一定正向帶動作用的。

4 方差分解

圖2 方差分解結(jié)果（匯率渠道）

基于匯率傳導(dǎo)渠道的VAR模型進(jìn)行方差分解，結(jié)果見圖2。從方差分解結(jié)果圖來看，實際有效匯率的預(yù)測誤差波動主要來自于自身的影響，且較為平穩(wěn)，第十期時為94.5%，而來自貨幣供應(yīng)量的信息對預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度在第十期時僅為4.0%，這說明我國貨幣供應(yīng)量的變動在中短期對實際有效匯率的傳導(dǎo)效果較差。貿(mào)易差額的預(yù)測誤差波動同樣主要來自于自身的影響，但呈現(xiàn)較大的下降趨勢，在第十期時降為82.8%，但而來自實際有效匯率的信息對預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度一直在上升，在第十期達(dá)到為6.7%，這說明我國實際有效匯率的變動在短期對凈出口的傳導(dǎo)有效性非常低，在中長期較為有效。而對于產(chǎn)出水平來說，其預(yù)測誤差波動受自身影響的貢獻(xiàn)度一直在94%徘徊，而來自實際有效匯率的信息對預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度一直穩(wěn)定于5.4%，這說明我國實際有效匯率的變動對產(chǎn)出水平能夠起到較為穩(wěn)定的影響。

5 結(jié)論

通過以上對我國貨幣政策匯率傳導(dǎo)渠道所作的實證分析，可以得出如下結(jié)論：中央銀行通過實施貨幣政策引起貨幣供應(yīng)量發(fā)生變動，但貨幣供應(yīng)量的變動很難傳遞到實際有效匯率上，這就使貨幣政策操作對實際有效匯率傳導(dǎo)的有效性大大降低。雖然實際有效匯率在短期內(nèi)對產(chǎn)出水平能夠起到一定程度的影響，但從長期來看，實際有效匯率的變動并不是引起凈出口和產(chǎn)出水平變動的主要原因，導(dǎo)致中央銀行通過變動匯率來影響凈出口進(jìn)而影響產(chǎn)出水平的有效性不足。這表明我國貨幣政策的匯率傳導(dǎo)渠道的有效性依舊處于較低水平。究其原因，宏觀上主要在于外匯管理和國際收支的相關(guān)制度落后、金融環(huán)境不健全，微觀上主要是各市場主體沒有充分認(rèn)識到匯率波動的風(fēng)險。

[1]宋清華.我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的實證研究[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2003，（1）.

[2]盛朝暉.中國貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析：1994—2004[J].金融研究，2006,（7）.

[3]唐安全，何凌云.人民幣匯率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性分析[J].國際貿(mào)易，2007，（10）.

[4]楊小娟，熊勇剛.中國貨幣政策傳導(dǎo)途徑的實證分析[J].中南大學(xué)學(xué)報，2004,10（2）.

[5]王振杰，陶士貴.中國貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2009，（6）.