量化寬松貨幣政策下匯率傳遞效應(yīng)研究

王永茂

在2007年底爆發(fā)的全球金融危機(jī)重創(chuàng)下，各國紛紛實(shí)施量化寬松政策以避免經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步衰退。隨著世界經(jīng)濟(jì)衰退放緩，一些國家從2009年開始逐漸退出量化寬松貨幣政策，日本和美國卻又分別在2010年10月5日、11月4日宣布再次啟動量化寬松貨幣政策。而在此前不久，美國率先貶值美元，引發(fā)其他國家競相效尤。激烈的貨幣貶值戰(zhàn)與量化寬松貨幣政策重啟再次將世界經(jīng)濟(jì)拉入恐慌。對于實(shí)施量化寬松貨幣政策的經(jīng)濟(jì)體來說，更應(yīng)關(guān)注匯率波動對國內(nèi)物價(jià)傳遞效應(yīng)，因?yàn)槌抠Y本注入不僅可以擴(kuò)張經(jīng)濟(jì)需求，還容易催生通貨膨脹，如果匯率傳遞效應(yīng)較高，則匯率波動會引起國內(nèi)物價(jià)較大幅度地波動，如果匯率傳遞效應(yīng)較低，則匯率波動對國內(nèi)物價(jià)的影響很小，這有利于量化寬松貨幣政策的穩(wěn)健實(shí)施。因而研究量化寬松貨幣政策下匯率傳遞效應(yīng)的變化趨勢和程度，及量化寬松貨幣政策與匯率傳遞之間的相關(guān)性，有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論演繹

匯率傳遞描述了匯率變化對一國進(jìn)出品價(jià)格和國內(nèi)物價(jià)水平的影響程度。根據(jù)購買力平價(jià)理論，傳統(tǒng)的開放宏觀經(jīng)濟(jì)模型-DSGE模型里出口商加成定價(jià)是固定的，匯率變動對國內(nèi)物價(jià)的影響總是迅速而完全的，即支持完全匯率傳遞[1]。1987年美國憲法大會以前,政策制定者們就認(rèn)識到紙幣制容易導(dǎo)致大幅貨幣貶值和高通貨膨脹，在大的貨幣沖擊下,會出現(xiàn)匯率大幅貶值并伴隨著通貨膨脹[2]。布雷頓森林體系解體后,貨幣貶值相對較快的國家都面臨相對較高的通貨膨脹,如瑞典貨幣在1973～1985年間以年均5%的水平對德國馬克貶值,同期的通貨膨脹率比德國高4%，20世紀(jì)90年代，很多拉美國家長期為高通貨膨脹和匯率貶值所拖累，如1977～1995墨西哥比索平均每年對美元貶值31%,而墨西哥年均通貨膨脹率比美國高30%[3]。

從目前已有文獻(xiàn)特別是近10年來的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證來看，絕大多數(shù)都支持不完全匯率傳遞。Krugman(1987)和Dornbusch(1987)較早從微觀視角來研究匯率變動對商品價(jià)格的不完全傳遞效應(yīng)。進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，發(fā)達(dá)國家匯率傳遞效應(yīng)普遍呈下降趨勢，對不完全匯率傳遞的研究開始轉(zhuǎn)向宏觀層面，并側(cè)重于對匯率傳遞影響因素的考察[4]。更多學(xué)者開始考察貨幣政策環(huán)境、匯率制度選擇與不完全匯率傳遞間的密切關(guān)系，如Taylor(2000)和加拿大銀行推測匯率傳遞的變動也許原于貨幣政策方向的變化。根據(jù)加拿大銀行2000年12月貨幣政策報(bào)告“低通脹環(huán)境在改變定價(jià)行為”，當(dāng)通脹水平低時(shí),央行維持低通脹的承諾是高度可信的,企業(yè)就不太傾向于以提價(jià)的形式向消費(fèi)者轉(zhuǎn)移較高的成本，即使進(jìn)口價(jià)格會強(qiáng)烈響應(yīng)匯率變動而變化，充分積極響應(yīng)通貨膨脹的貨幣政策方向,也可以使消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)上漲與帶來匯率貶值的沖擊隔離開。Gagnon&Ihrig(2001)發(fā)展了一個(gè)簡單理論模型，將匯率傳遞的變化(指通脹與匯率變動相關(guān))歸因于許多國家對穩(wěn)定通脹的重視。

2 理論模型與數(shù)據(jù)說明

2.1 匯率傳遞模型

2.1.1 模型結(jié)構(gòu)

本文重點(diǎn)研究匯率變動對國內(nèi)物價(jià)的影響，沿襲Ghosh&Rajan(2008)建模方法，建立計(jì)量模型（1）。

匯率變動與進(jìn)口價(jià)格之間的關(guān)系相比與通貨膨脹CPI間的關(guān)系更緊密，而且匯率變動還會引起其它宏觀經(jīng)濟(jì)變量變動，如市場利率、貨幣供應(yīng)量和真實(shí)經(jīng)濟(jì)活動[5]。但這些變量間存在明顯的多重共線性，而使實(shí)證結(jié)果失去統(tǒng)計(jì)意義。所以先采用逐一剔除變量法，并參照Otanit等(2006)所用模型，從而確定模型（2）所包含的解釋變量更理想，這與Pinto&Junior(2006)的模型基本相同。

這里cpit，neert，wcpit，gdpt分別代表國內(nèi)物價(jià)，有效匯率，貿(mào)易權(quán)重外國物價(jià)，真實(shí)GDP。

2.1.2 數(shù)據(jù)選取和說明

受研究所用月度數(shù)據(jù)可得性的限制，本文選取1992年1月至2006年3月的日本月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析：（1）采用日本消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)cpi作為國內(nèi)物價(jià)的代理變量，數(shù)據(jù)來源于貨幣基金組織網(wǎng)站；（2）有效匯率數(shù)據(jù)來源于日本銀行網(wǎng)站（www.boj.or.jp）公布的日元名義有效匯率，采用直接標(biāo)價(jià)法；(3)采用國際貨幣基金組織提供的全球商品價(jià)格指數(shù)作為貿(mào)易權(quán)重外國物價(jià)的代理變量；（4）因?yàn)槿毡驹露菺DP數(shù)據(jù)不可得，則用月度工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為gdp代理變量。上述數(shù)據(jù)序列用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，所有數(shù)據(jù)都采用自然對數(shù)形式。

2.2 解釋貨幣政策與匯率傳遞間相關(guān)性的簡單模型

2.2.1 模型結(jié)構(gòu)

Gagnon&Ihrig（2001）模型加入了一個(gè)簡單的擴(kuò)大預(yù)期菲利普斯曲線，包括三個(gè)等式:

式（3）顯示t期通脹率等于t-1期預(yù)期值加上t期所有沖擊的影響，除了價(jià)格沖擊影響外,u是受實(shí)際匯率和實(shí)際利率沖擊影響的匯率。

式（4）是標(biāo)準(zhǔn)無套補(bǔ)利率平價(jià)，匯率升值預(yù)期等于國內(nèi)外利率差,v是短期風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

式（5）是簡單貨幣政策規(guī)則,π是目標(biāo)通貨膨脹率,μ表示貨幣當(dāng)局對偏離目標(biāo)通脹反應(yīng)的強(qiáng)度，w是政策沖擊，也可以被理解為對通脹目標(biāo)的短期沖擊。為求解這一模型,假定p*和i*是外生變量并簡化設(shè)為零，同時(shí)假定沖擊u，ν，ω都為零且彼此不相關(guān)，將（5）式代入（3）式和（4）式并用待定系數(shù)法對國內(nèi)通脹和匯率求解，將分析限于μ＞1的情形以發(fā)現(xiàn)μ和σ2ω變動對相關(guān)性的影響，（6）式顯示通貨膨脹和匯率變動間的相關(guān)性:上面的模型可以用于解釋匯率變動與通貨膨脹間的相關(guān)性，但因政策參數(shù)難以量化而缺乏實(shí)證操作性，因而我們將采用類似于Gagnon&Ihrig（2001）所構(gòu)建的理論模型中的(5)式來估計(jì)匯率變動與通貨膨脹之間相關(guān)性的變動，可以建立模型（7）：

這里i，P分別表示市場利率和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，D是貨幣政策虛擬變量。必須要說明一點(diǎn)，雖然日本并沒有實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制，但量化寬松貨幣政策的支柱之一就是日本銀行承諾將CPI穩(wěn)定在0%的水平或比上年有一定增加，表明日本銀行為穩(wěn)定通脹作為重要任務(wù)，因而可以令D在量化寬松貨幣政策實(shí)施前為零，實(shí)施期內(nèi)為1，參數(shù)θ3代表貨幣當(dāng)局對通貨膨脹的短期響應(yīng)，θ3/(1-θ1-θ2)代表同期內(nèi)對通脹的長期響應(yīng)，(θ3+θ7/(1-θ1-θ2-θ5-θ6)代表量化寬松貨幣政策期內(nèi)對通脹的長期響應(yīng)。

2.2.2 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)樣本仍然選取1992-01至2006-03的日本月度數(shù)據(jù)：（1）Joseph E.Gagnon&Jane Ihrig（2001）采用樣本選取國的3月期國債的月末利率作為i的代理變量，因無法取得月度國債利率，所以這里用月末日本隔夜拆借利率作為i的代理變量；（2）用貨幣基金組織提供的日本消費(fèi)物價(jià)指數(shù)作為p的代理變量。同樣采用x12方法對兩個(gè)變量的時(shí)間序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

3 匯率傳遞效應(yīng)考察

這部分運(yùn)用Eviews5.0，借鑒Otani等（2006），Gagnon&Ihrig（2001）的研究方法，分時(shí)段考察日元匯率變動對國內(nèi)物價(jià)水平的傳遞效應(yīng)。在此采用模型（2）進(jìn)行實(shí)證分析，原因在于模型（1）只有在選用相同的滯后期時(shí)才能作比較，而分段后樣本數(shù)量和變量序列的特征將發(fā)生改變[3]。這里不能通過Chow斷點(diǎn)檢驗(yàn)來劃分樣本區(qū)間，因?yàn)槿毡緡鴥?nèi)物價(jià)指數(shù)與其它變量不同，波動幅度非常小，因而以量化政策實(shí)施為標(biāo)志，將整個(gè)樣本區(qū)間劃分為非量化寬松貨幣政策期和量化寬松貨幣政策期兩個(gè)階段分別實(shí)證，以考察量化寬松貨幣政策下匯率傳遞效應(yīng)的特點(diǎn)。具體實(shí)證遵循這樣的步驟：首先對各變量序列的平穩(wěn)性特征進(jìn)行檢驗(yàn)，對非平穩(wěn)序列進(jìn)行修正，使非平穩(wěn)變量序列差分一次或兩次后成為平穩(wěn)序列，之后再運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型來考察變量間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)變化，估算出研究期內(nèi)長期和短期匯率傳遞系數(shù)。

3.1 1992-01～2001-02非量化寬松貨幣政策期分析

第一步，先考察日元匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)的長期傳遞效應(yīng)。因?yàn)橹挥泄I(yè)生產(chǎn)指數(shù)IPI是季節(jié)調(diào)整過的數(shù)據(jù)，所以先用x12方法對cpi、neer和wcpi序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后對變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明所有變量均為I（1）時(shí)間序列（見表1）。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

因?yàn)檫@4個(gè)變量均是一階單整序列，所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)可以采用EG兩步法和Johansen方法。EG兩步法通常適用于兩個(gè)變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，當(dāng)對兩個(gè)以上的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系的一個(gè)重要內(nèi)容是滯后期的確定，一般根據(jù)無約束VAR來選擇，5個(gè)評價(jià)指標(biāo)中有3個(gè)認(rèn)為最優(yōu)滯后期為2期（見表2）。用AR根方法檢驗(yàn)VAR模型穩(wěn)定條件，不存在大于1的根，所以該VAR模型穩(wěn)定。

表2 滯后期選擇

表3 Johansen協(xié)整分析

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示4個(gè)變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為(1，-4.50，-0.23，0.31，-0.13)’，則得到如下標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系式（8）。

這個(gè)協(xié)整關(guān)系式表示，長期內(nèi)日元有效匯率對國內(nèi)物價(jià)的傳遞系數(shù)約為0.23。因?yàn)檫@里采用直接標(biāo)價(jià)法，則該系數(shù)表明日元升值1%，引起日本國內(nèi)物價(jià)下降0.23%。

第二步，來考察日元匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)的短期動態(tài)影響。基于上面的分析，四個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，可以運(yùn)用VEC模型進(jìn)一步分析。表4給出了4個(gè)變量間的短期動態(tài)關(guān)系。

根據(jù)表4的結(jié)果，可以建立以△cpi以內(nèi)生變量，以△neer，△wcpi和△gdp為外生變量的誤差修正模型（9），C表示協(xié)整方程得到的滯后一期的誤差修正項(xiàng)，反映了變量短期波動偏離長期均衡關(guān)系的程度：

表4 短期動態(tài)分析

通過AIC和SC判定標(biāo)準(zhǔn)，確定該誤差修正模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2期，C的系數(shù)表示國內(nèi)物價(jià)對長期均衡關(guān)系偏離的調(diào)整速度。如果C大于零，則意味著國內(nèi)物價(jià)超過了由協(xié)整關(guān)系得到的長期均衡水平，隨后會出現(xiàn)收斂趨勢，重新降低到長期均衡位置，因此理論上C的調(diào)整系數(shù)應(yīng)該為負(fù)。但在這里，C的調(diào)整系數(shù)是接近零的正值，意味著即使日本國內(nèi)物價(jià)超過了由協(xié)整關(guān)系得到的長期均衡水平，也不進(jìn)行下降調(diào)整。如果聯(lián)系日本經(jīng)濟(jì)背景則不難解釋這一結(jié)果。日本經(jīng)濟(jì)從1991年起陷入長期低迷，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的障礙是通貨緊縮而不是通貨膨脹，如何刺激經(jīng)濟(jì)活動，擴(kuò)大內(nèi)需是日本政府所面臨的最棘手難題，因此日本國內(nèi)物價(jià)指數(shù)上升就成了經(jīng)濟(jì)利好的信號，會刺激市場和政府恢復(fù)經(jīng)濟(jì)的信心，并不會出現(xiàn)下降調(diào)整。

3.2 2001-03～2006-03量化寬松貨幣政策期數(shù)據(jù)分析

按上述同樣方法進(jìn)行分析，第一步是考察量化寬松貨幣政策期內(nèi)日元匯率對國內(nèi)物價(jià)的長期傳遞效應(yīng)。先運(yùn)用無約束VAR模型確定最優(yōu)滯后期為2期（表略），然后用AR根方法檢驗(yàn)出存在一個(gè)大于1的根，表明該VAR模型不穩(wěn)定，最后用Johansen協(xié)整分析結(jié)果（表略）顯示變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，同樣得到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系等式（10）：

協(xié)整關(guān)系式(10)表明在日本量化寬松貨幣政策期內(nèi)，長期匯率傳遞系數(shù)很低，僅為0.03。為確保這一估值的準(zhǔn)確性，筆者基于Gagnon和Ihrig(2001)估算匯率傳遞系數(shù)的模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)，得到的估值為0.04，與上面的結(jié)論基本一致。這意味著日元每升值1%，長期內(nèi)日本國內(nèi)物價(jià)指數(shù)下降0.03%。

第二步，考察量化寬松貨幣政策下日元匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)的短期動態(tài)影響。運(yùn)用VEC模型進(jìn)行短期動態(tài)分析，得到以△cpi為內(nèi)生變量的誤差修正模型(11)：

誤差修正模型(d)的最優(yōu)滯后階數(shù)仍為2期，C的調(diào)整系數(shù)為正數(shù)而且統(tǒng)計(jì)顯著，遠(yuǎn)大于前一階段的調(diào)整系數(shù)，這表明國內(nèi)物價(jià)高于長期均衡水平時(shí)，不僅不會進(jìn)行下降調(diào)整，出現(xiàn)收斂趨勢，反而會進(jìn)一步上升調(diào)整，出現(xiàn)擴(kuò)張趨勢。與上一階段相比，這一階段里的日本國內(nèi)物價(jià)上升調(diào)整顯得相當(dāng)積極。這種動態(tài)調(diào)整特點(diǎn)與日本實(shí)際情況相符，這一時(shí)期的日本貨幣當(dāng)局更強(qiáng)調(diào)對通貨膨脹的穩(wěn)定，承諾堅(jiān)持量化寬松貨幣政策直至消費(fèi)者物價(jià)水平維持在非負(fù)水平。

3.3 結(jié)果分析

根據(jù)上面的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，整個(gè)樣本區(qū)內(nèi)匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)傳遞效應(yīng)大大下降，長期匯率傳遞系數(shù)由量化寬松貨幣政策前的0.23下降為量化寬松貨幣政策實(shí)施后的0.03。若單純用匯率傳遞理論來解釋匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)傳遞效應(yīng)是不充分的，因?yàn)樨泿耪邔Ψ€(wěn)定通貨膨脹的作用也會改變價(jià)格水平，從而影響匯率傳遞效應(yīng)。所以接下來進(jìn)一步探討貨幣政策與匯率傳遞間的關(guān)系以深入理解匯率傳遞下降的貨幣政策原因。

4 貨幣政策與匯率傳遞間相關(guān)性考察

4.1 1992-01～2006-03全樣本期數(shù)據(jù)分析

在這里用模型（7）來考察貨幣政策對國內(nèi)物價(jià)變動的響應(yīng)程度。首先運(yùn)用ADF方法檢驗(yàn)變量i，p序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果表明這兩個(gè)時(shí)間序列為平穩(wěn)序列（見表5）：

表5 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因而可以直接對該模型做OLS回歸，得到回歸方程(12)：

F=469.5,修正R2=0.95

根據(jù)回歸方程(12)，量化寬松貨幣政策相關(guān)變量參數(shù)t檢驗(yàn)均不顯著，表明這些變量為多余變量可以刪除，量化寬松貨幣政策實(shí)施前相關(guān)變量參數(shù)t檢驗(yàn)較顯著，表明該模型對量化寬松貨幣政策前的分析是合理、可靠的，在這一階段日本貨幣當(dāng)局對通貨膨脹的短期響應(yīng)系數(shù)為0.09，長期響應(yīng)系數(shù)為1.28，即長期內(nèi)貨幣政策與通貨膨脹間存在強(qiáng)正相關(guān)性。

4.2 2001-03～2006-03量化寬松貨幣政策期數(shù)據(jù)分析

作為非常規(guī)貨幣政策，日本量化寬松貨幣政策工具不是利率而是商業(yè)銀行在中央銀行的經(jīng)常帳戶余額CAB。當(dāng)市場利率水平接近于零時(shí)，貨幣當(dāng)局就沒有利率操作空間，所以模型（7）不能正確解釋量化寬松貨幣政策與通脹間的關(guān)系，需要建立新模型進(jìn)一步分析。根據(jù)本人前期對日本量化寬松貨幣政策的研究成果，建立模型（8）來描述量化寬松貨幣政策與通脹間的關(guān)系。

cab，cpi分別代表央行存款帳戶余額和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，選取2001:03-2006:03日本月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于日本銀行網(wǎng)站。數(shù)據(jù)處理方法與前面有所不同，首先用X12方法對兩變量時(shí)間序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后對季節(jié)調(diào)整后的時(shí)間序列進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化及中心化處理，以消除數(shù)據(jù)量綱的影響，即令分別為時(shí)間序列的均值和標(biāo)準(zhǔn)方差，再進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩個(gè)變量序列均為I（1）時(shí)間序列（見表6），因而可以運(yùn)用EG兩步法來檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系。

表6 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

對模型進(jìn)行OLS估計(jì)，得到回歸方程(14)。

回歸方程(f)的殘差序列是平穩(wěn)的，表明變量間存在協(xié)整關(guān)系，因而這個(gè)模型設(shè)計(jì)是合理、可靠的。根據(jù)回歸結(jié)果，日本銀行對日本國內(nèi)物價(jià)變動的短期響應(yīng)系數(shù)為-0.01，長期響應(yīng)系數(shù)為-2.5，且通過顯著性檢驗(yàn),也就是說無論是在短期內(nèi)還是在長期內(nèi)日本貨幣當(dāng)局的政策工具CAB與日本國內(nèi)物價(jià)存在負(fù)相關(guān)性，日本國內(nèi)物價(jià)每下降1個(gè)單位，短期內(nèi)CAB增加投入0.01個(gè)單位，長期內(nèi)CAB增加投入2.5個(gè)單位。

進(jìn)一步地，我們可以通過建立cab，cpi兩變量無約束VAR模型來選擇最優(yōu)滯后期，通過檢驗(yàn)確定最優(yōu)滯后期為1期（表略），由此可以判斷cab對cpi當(dāng)期變動就很敏感，前一期的物價(jià)指數(shù)對本期央行存款帳戶余額就有顯著影響。

4.3 結(jié)果分析

日本量化寬松貨幣政策以CAB為政策工具，直接向商業(yè)銀行注入超量準(zhǔn)備金，而不是通過降低利率來擴(kuò)大貨幣供給，從而快速刺激經(jīng)濟(jì)需求[7]。整個(gè)樣本期內(nèi)日本經(jīng)濟(jì)都面臨著通貨緊縮難題，所以無論是利率工具還是CAB工具都對通貨緊縮的變動高度敏感（而且后者更敏感）。非量化寬松貨幣政策下，日本國內(nèi)物價(jià)下降1單位，長期內(nèi)利率下降1.28個(gè)單位；量化寬松貨幣政策下，日本國內(nèi)物價(jià)下降1個(gè)單位，商業(yè)銀行在央行存款帳戶余額增加2.5個(gè)單位。當(dāng)利率趨近于零時(shí)，日本貨幣當(dāng)局無法通過調(diào)整利率來響應(yīng)日本國內(nèi)物價(jià)波動，從而難以消除日元升值對日本國內(nèi)物價(jià)的降低效應(yīng)。量化寬松貨幣政策下，日本貨幣當(dāng)局通過調(diào)整CAB來抑制日本國內(nèi)物價(jià)下降的操作空間相對較大，從而可以在一定程度上抵消日元升值對日本國內(nèi)物價(jià)的影響，從而隔離匯率變動沖擊。因此，從貨幣政策與國內(nèi)物價(jià)變動相關(guān)性角度來理解，量化寬松貨幣政策在很大程度上發(fā)揮了降低日本匯率傳遞效應(yīng)的作用。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

本文主要研究量化寬松貨幣政策下不完全匯率傳遞效應(yīng)，基于日本數(shù)據(jù)展開實(shí)證分析，試圖解決兩個(gè)問題：一是量化寬松貨幣政策下匯率變動向國內(nèi)物價(jià)傳遞效應(yīng)的程度；二是量化寬松貨幣政策與國內(nèi)物價(jià)變動之間的相關(guān)性。本文實(shí)證檢驗(yàn)分兩部分。第一部分實(shí)證按非量化寬松貨幣政策期和量化寬松貨幣政策期兩階段分別進(jìn)行，運(yùn)用協(xié)整技術(shù)和VAR模型來研究日元匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)傳遞效應(yīng)變化的趨勢和程度。第二部分運(yùn)用一般回歸模型方法來估算貨幣政策與國內(nèi)物價(jià)之間的相關(guān)性，鑒于量化寬松貨幣政策與之前的貨幣政策所用的政策工具完全不同，分別采用不同的實(shí)證模型進(jìn)行估算，結(jié)果表明，非量化寬松貨幣政策工具利率與日本國內(nèi)物價(jià)間的相關(guān)性無論在短期內(nèi)還是長期內(nèi)都是正相關(guān)的；量化寬松貨幣政策工具CAB與國內(nèi)物價(jià)間在短期和長期內(nèi)都是負(fù)相關(guān)的。聯(lián)系兩部分實(shí)證結(jié)果得出結(jié)論，日本量化寬松貨幣政策高度響應(yīng)日本國內(nèi)物價(jià)變動，屏蔽了日元升值對國內(nèi)物價(jià)的直接沖擊，導(dǎo)致匯率傳遞效應(yīng)大大降低。

5.2 啟示

上述結(jié)論與Taylor(2000)觀點(diǎn)一致，進(jìn)一步證明以穩(wěn)定國內(nèi)物價(jià)為目標(biāo)的貨幣政策能夠在很大程度上發(fā)揮隔絕匯率變動沖擊的作用，使匯率變動對國內(nèi)物價(jià)的傳遞效應(yīng)降低。因此，這也是對“貶值抑制通貨緊縮”論的否定。1985年“廣場協(xié)議”后日元持續(xù)升值，使日本經(jīng)濟(jì)患上“日元升值綜合癥”，因而日本政府從1991～2004年長期干預(yù)外匯市場以遏制日元升值[8]。我們可以從匯率傳遞角度來分析這一時(shí)期日本匯率政策效果。在1992:01～2001:02非量化寬松貨幣政策下，由于日本市場利率水平已經(jīng)很低，政策操作空間很小，而且1999：02～2000:08實(shí)施零利率貨幣政策，貨幣當(dāng)局不能通過利率調(diào)整來穩(wěn)定日本國內(nèi)物價(jià)水平，日元升值1%引起日本國內(nèi)物價(jià)下降0.23%，因此日元升值會加劇日本通貨緊縮，此時(shí)日本政府對外匯市場進(jìn)行干預(yù)來抑制日元升值是正確的。2001:03～2006:03量化寬松貨幣政策下，貨幣當(dāng)局通過調(diào)整政策工具CAB來影響日本國內(nèi)物價(jià)，可以發(fā)揮穩(wěn)定物價(jià)的作用，日元升值1%只能引起日本國內(nèi)物價(jià)下降0.03%，因此日元升值對降低日本國內(nèi)物價(jià)的影響非常小，這時(shí)如果單純出于“升值加劇通縮恐懼”而干預(yù)外匯市場就是不必要的，不如任匯率隨價(jià)值和市場供求波動。因此，我們可以看到，日本政府自2004年4月以來停止了外匯干預(yù)，只在2010年9月15日進(jìn)行一次干預(yù)后又停止了。另一方面，我們也可以從匯率傳遞的角度來分析貨幣政策效果。量化寬松貨幣政策下匯率傳遞效應(yīng)非常低，幾乎可以隔絕匯率變動對日本國內(nèi)物價(jià)的沖擊，使貨幣政策完全獨(dú)立于匯率政策，從而減少宏觀經(jīng)濟(jì)政策協(xié)調(diào)時(shí)內(nèi)外均衡目標(biāo)的沖突，提升貨幣政策效果。從這個(gè)意義上說，穩(wěn)健的貨幣政策環(huán)境是實(shí)施自由浮動匯率制的一個(gè)必要條件。

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