人民幣匯率對美債收益率影響效應的實證分析

[摘 要]本文依據協整理論和誤差修正模型，測定了人民幣匯率與美債收益率之間的長期均衡關系和短期波動效應。研究發現，人民幣匯率升值對美債收益率有較顯著的負面影響，從長期來看，人民幣匯率升值1%，會帶動美債收益率下降1.872%；從短期來看人民幣匯率升值1%，會使得美債收益率下降1.638%；當美債收益率偏離其長期均衡時，經濟的內在運行機制會以0.163的速度調整美債收益率向長期均衡靠近。

[關鍵詞] 協整檢驗；誤差修正模型；人民幣匯率；美債收益率

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 16. 017

[中圖分類號] F831 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2013）16-0025-05

0 引 言

匯率對一國經濟的影響可謂舉足輕重，如何合理確定一國的匯率水平以及實行怎樣的匯率政策，將直接關系到國家能否實現經濟的長遠平衡發展。2005年7月21日，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、有管理的浮動匯率制度；2008年9月15日國際金融危機爆發，我國適當收窄了人民幣波動幅度；2010年6月19日，中國人民銀行進一步推進人民幣匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性。自匯改以來人民幣匯率總體已呈升值趨勢，從2005年至2011年末，人民幣對美元匯率累計升值23.17%。長期以來，中國在與美國的貿易過程中一直處于順差地位，美國為改善自己的外貿現狀，不斷給人民幣施加升值壓力。據美國財政部統計：2002年1月至2011年12月，中國持有的美國國債余額從775億美元大幅增加到11 519億美元，占外國官方持有的23%，居全球首位；在美國發生次貸危機后增幅尤其明顯，遠高于其他國家和地區。截至2011年12月，我國持有的美國國債約占我國外匯儲備資產的36%。而次貸危機發生后，為增加市場流動性，降低市場利率，美聯儲大量購入本國長期國債，導致長期國債收益率降到較低水平。2010年9月6日，10年期國債收益率降至1.91%，創下60年來新低。

從國際收支平衡表的角度考慮，在經常項目下，人民幣匯率升值與我國出口下降、經濟增長放緩構成了一對矛盾；在資本與金融項目下，我國對美債的高持有率與美債的低收益率構成了另一對矛盾。這兩對矛盾一度引發社會對人民幣升值以及投資美債安全性的擔憂。本文將分析人民幣匯率對美債收益率的影響，架構起國際收支平衡表中經常項目和資本與金融項目的聯動關系，進而探討反映在國際收支平衡表中的人民幣升值對我國經濟的整體影響。

1 相關研究綜述

國內外學者在人民幣匯率水平、中國投資美債的規模和結構以及人民幣匯率與經濟市場的內在關聯性方面開展了大量的研究。何帆、徐奇淵（2008）通過購買力平價研究均衡匯率，表明盡管2005年7月人民幣匯改之后直至2007年，人民幣真實匯率升值幅度將近10%，但低估程度仍在20%以上。王澤填、姚洋（2008）對184個國家及地區1974-2007年的年度面板數據進行估計，采取購買力平價估計人民幣匯率，發現2005-2007年人民幣被低估的幅度分別為23%、20%和16%。Menzie Chinn（2009）基于購買力平價的計算顯示，人民幣匯率被低估40%，但如果考慮世行用購買力平價對中國GDP的調整，高估的40%幾乎全部消失。Krugman（2010）采用澳大利亞經濟學家Trevor Swan的分析方法證明人民幣必須升值，這將有助于快速解決國內需求如何提升的問題。何新華 等（2010）采用季度數據研究了人民幣實際匯率偏差，表明雖然很多實證發現人民幣存在低估現象，但人民幣對一籃子貨幣并沒有顯著意義上的低估。吳曉靈（2010）指出，如果中國的資源、勞動力等要素價格能夠達到國際水平，人民幣未必是低估的，因為一個國家的匯率水平從根本上來說與該國的價格體系有關。

關于中國投資美債的規模和結構方面，王永中（2011）認為，由于中國所持有的大量長期投資美國國債回報率低，且美元處于貶值趨勢，中國的外匯儲備面臨巨大的縮水風險。孫磊（2012）基于重復囚徒博弈理論，認為中美經濟之間存在“金融恐怖平衡”，即雙方相互需要、相互牽連和相互制約，因此中國需不斷購買美國資產。但是在這種“平衡”中，雙方地位并不平等，中方處于被動狀態，從長期而言可能面臨巨大損失。李安方（2009）認為，在考慮投資安全性和資金流動性的前提下，美國國債未必是我國最好的投資品種，卻是當前最為現實的方向選擇。王蕾（2011）表示，美債與日債、歐債相比安全性較高，美元作為世界貨幣，償債能力較強，當前形勢下沒有比美債更好的投資選擇，中國投資美債局面暫難改變。關于人民幣匯率對其他經濟指標影響的研究中，李宏彬 等（2011）利用最小二乘法、固定效應法對人民幣匯率對企業進出口貿易的影響進行了研究，指出人民幣有效匯率每升值1%，企業實際出口值將會減少0.99%，同時，企業的進口值也將降低0.71%。崔遠淼（2007）基于人民幣匯率及我國利用外資政策調整的背景，分析了人民幣匯率水平對FDI流入的影響，結果表明，人民幣匯率水平對不同來源FDI具有不同的效應，其中對發達經濟體影響顯著。Hua Zhao（2010）使用1991年1月至2009年6月的月度數據，運用協整檢驗方法，對人民幣實際有效匯率和股票價格進行了實證分析，表明二者沒有長期穩定的平衡關系。

中國投資美國國債的收益很難計算，不僅因為購買美國國債的詳細資料難以獲得，具體交易信息不公開，再加上多國匯率的變化以及通脹率等因素，使問題變得更為復雜。關于人民幣匯率對美國國債收益率的研究目前較欠缺，本文試圖通過協整理論，利用2005-2011年的人民幣匯率與美債收益率數據，運用協整分析方法，度量人民幣匯率與美債收益率之間的長期均衡關系，同時建立誤差修正模型來解釋序列的短期波動關系。

2 研究設計

Engle和Granger在1987年提出了向量誤差修正模型，是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型，通過將變量之間的長期協整關系納入模型，以限制模型中內生變量在長期趨向其協整關系，因此內生變量之間的協整向量在誤差修正模型中又被稱為誤差修正項，一旦變量變動偏離了其長期均衡關系，將通過一系列的短期調整逐步趨向均衡。

具體檢驗步驟分為單位根檢驗、協整檢驗和建立誤差修正模型3個步驟。

2.1 單位根檢驗

許多經濟時間序列通常都是非平穩的，若不對其進行平穩性檢驗而直接對其進行回歸分析，容易導致偽回歸問題。本文采用ADF（Augmented Dickey Fuller）檢驗序列的平穩性，如果統計量大于臨界值（ADF檢驗的臨界值一般為負），則接受原假設，即序列服從單位根過程，意味著所考察的序列是非平穩的；反之，如果統計量小于臨界值，則拒絕原假設，即序列不存在單位根，說明序列是平穩的。

2.2 協整檢驗

Engle和Granger（1987）指出，兩個非平穩的時間序列可能受某共同因素的影響，從而在時間上表現出共同的趨勢，即變量之間存在一種穩定關系，它們的變化受到這種關系的制約，因此它們的某種線性組合可能是平穩的。如果存在這樣的平穩線性組合，就稱這些不平穩的時間序列是可以協整的，該平穩的線性組合則稱為協整方程，它反映了變量之間存在的長期均衡關系。

2.3 建立誤差修正模型

誤差修正模型最初由Hendry和Anderson于1977年提出，它常常作為協整回歸模型的補充模型出現。通過將變量之間的長期協整關系納入模型，以限制模型中內生變量在長期趨向其協整關系，因此內生變量之間的協整向量在誤差修正模型中又被稱為誤差修正項，一旦變量變動偏離了其長期均衡關系，將通過一系列的短期調整逐步趨向均衡。

3 實證分析

3.1 數據及指標構建

研究人民幣匯率對美債收益率的影響，主要有如下障礙：①我國所購美債的詳細資料難以獲得，中國政府不公開相關信息。美國財政部雖然公開相關的數字，但僅將中國所購美債分為長期和短期債券兩種。而我國所購美債涵蓋半年、一年、兩年、三年、五年、十年、三十年等，不同種類債券收益率不同；②美方不公開具體的交易信息，不同交易時間，不同交易方式的收益率不同；③收益率分為名義和實際兩種，計算實際收益率要考慮使用何種貨幣計價、多國匯率變化以及通貨膨脹等因素?；谝陨侠щy，本文設定了以下假設條件。

忽略具體交易信息，美債收益率數據采用美國財政部網站公布的11種不同期限的名義收益率；忽略兩國通貨膨脹的因素；忽略資本利得，假設所持美債全部到期交易，債券收益僅為債券利息。

實證檢驗發展中國家人民幣匯率對美債收益率的影響，一個主要的問題就是數據的有效性難以保證。例如，由于長期以來，我國的匯率制度基本是盯住美元的固定匯率制，人民幣對美元的匯率在2005年7月前受政府管制與干預，波動極小，無法準確反映人民幣的對外購買力，除此之外還有諸多因素影響著數據的有效性。

本文利用2005-2011年的人民幣匯率與美債收益率數據進行實證檢驗，其中人民幣匯率數據，來源于中國人民銀行官方網站；美債收益率采用一個月、三個月、半年、一年、兩年、三年、五年、十年、三十年等不同期限的數據，來源于美國財政部官方網站。

由于官方公布為直接標價法的每日數據，為與美債收益率數據的時間性保持一致，且更貼切地表現人民幣升值的趨勢，在構建人民幣匯率指標時，對人民幣匯率進行算術平均，采用人民幣匯率直接標價法的月度平均數據進行計算。因此，匯率線向下的走勢，表示人民幣升值 。在構建美債收益率指標時，由于收益率因持有時間而不同，加之我國以持有長期美債為主的現實考慮，因此，以時間長度為權重，計算相應的數值。即計算公式為：

ct=■（1）

式中，xt為對應時間的收益率，ft為對應時間的長度。

3.2 相關系數分析

度量人民幣匯率與美債收益率關系最簡單方法就是考察兩者的相關系數pc，e=■，其中c和e分別表示美債收益率變動率和人民幣匯率變動率，cov（c，e）是二者的協方差，σc、σe分別是二者的標準差。表1列出了2005年1月至2011年12月我國人民幣匯率與美債收益率變動率的交叉相關系數和隨滯后期累計的相關系數。

從上述人民幣匯率變動與美債收益率變動的相關系數可以看出，人民幣匯率升值對美債收益率總體為負向變動，即人民幣匯率線向下波動（在直接標價法下：表示人民幣升值），使得美債收益率下降。從累計的相關系數看，匯率變動11個月后，對美債收益率的影響最大，兩者累計的相關系數為1.20，相關系數并不能準確度量人民幣匯率對美債收益率的影響效果，只能作為一種粗略的估計，并可與后面采用不同實證方法計算出來的回歸結果做比較分析。

3.3 序列的平穩性檢驗及結果

3.3.1 直觀判斷

對2005年1月至2011年12月人民幣匯率時間序列{xt}和美債收益率時間序列{yt}繪制時序圖，如圖1所示。

由圖1可以看出，人民幣匯率由2005年10月開始升值（即：在直接標價法下人民幣匯率線呈現向下的趨勢），人民幣的升值帶動了美債收益率的整體下滑，到2011年12月人民幣匯率線向下波動至（即人民幣升值）最低點6.33，相應的美債收益率也降至最低點2.26%。從圖形來看，二者變動趨勢一致，但美債收益率的波動遠比人民幣匯率的波動劇烈。

3.3.2 單位根檢驗

運用ADF方法對調整后的人民幣匯率對數序列{lnxt}進行單位根檢驗，以避免出現“偽回歸”，因被檢驗序列均值不為0，而是在一個偏離0的位置隨機變動，且被檢驗序列的波動趨勢隨時間變化而變化，因此，我們選擇有常數和線性時間趨勢的類型來進行檢驗。從表2中單位根檢驗結果可以看出，{lnxt}時間序列接受存在單位根的原假設，因此原序列為非平穩序列。一階差分后繼續檢驗，檢驗結果顯示在1%的顯著性水平下一階差分序列為平穩序列。