
摘 要:隨著人民幣國際化進程的加快,人民幣匯率波動性增強,研究貨幣政策對人民幣匯率的影響,對穩(wěn)定匯率有重要作用。實證結果表明:我國貨幣政策的兩個變量——貨幣供應量和利率,會對人民幣匯率產生顯著的影響,其中人民幣貨幣供應量增加會引起人民幣匯率上升,同業(yè)拆借利率上升可以引起人民幣匯率下降。
關鍵詞:貨幣政策;人民幣匯率;影響
中圖分類號:F830 ? ? ? ?文獻標志碼:A ? ? ?文章編號:1673-291X(2019)03-0061-02
利率和貨幣供給量是實現(xiàn)貨幣政策目標的重要工具。從2005年匯率制度改革以來,我國貨幣供給量一直上升趨勢,匯率比較穩(wěn)定,利率呈階段性趨勢,2005年9月至2008年9月和2009年6月至2011年9月,利率都在持續(xù)上升。隨著人民幣國際化進程的加快,人民幣匯率波動性增強,研究利率與貨幣供給量對人民幣匯率的影響,對穩(wěn)定匯率有重要作用。
一、建立多元回歸模型
首先假定購買力平價成立,認為實際有效匯率是在一定的產出和利率的條件下,國內和國外的價格水平的比例。設S是在直接標價法下的人民幣兌美元的實際有效匯率匯率,k′是一個不等于1的常數,pd代表國內的價格水平,pf代表國外的價格水平,則有:
當國內貨幣市場達到均衡狀態(tài)時,則有:
式中,m代表國內貨幣存量,P代表價格水平,i代表利率,Y代表真實收入。
將式(2)代入式(1),并對兩側取對數后,可得到:
其中,s表示直接表接法下人民幣兌美元的名義匯率,md表示人民幣貨幣供給量中的m2,mf表示美元貨幣供給量中的m2和人民幣m2,yd采用國內生產總值(GDP)表示國內收入水平,yf采用美國國內生產總值代表美國收入水平,id采取中國銀行間7天拆借利率,if采取美國三個月國債利率。
二、實證分析
數據選取時間從2005年三季度開始,截止時間為2017年第四季度,共50個數據。因中國國內生產總值數據在中國統(tǒng)計局網站只找到季度數據,所以把這些變量統(tǒng)一為季度數據。并根據數據特點,需要去除季節(jié)風險的進行X-11處理,然后根據式(3)對部分數據進行對數處理。
(一)ADF檢驗
把各變量處理后數據輸入Eviews,進行檢驗,結果(見下頁表),其中l(wèi)s表示人民幣名義匯率的自然對數,lmd和lmf代表中國和美國的自然對數,lyd和lyf代表中國和美國的國內生產總值的自然對數。
表1顯示,lmf原序列平穩(wěn),其他變量均為一階差分平穩(wěn)。
所選取的時間序列數據中,有部分數據是原序列平穩(wěn),有些數據是一階差分之后平穩(wěn)??紤]到對數據進行差分之后可能會丟失某些經濟意義方面的信息,于是我們根據 Sims、tock ?和Watson(1990)的觀點,只要利用水平數據所構建的VAR模型是穩(wěn)定的,我們就可以在此基礎上建立VAR模型。
之后需要分析選擇該模型的最優(yōu)滯后階數,結果(如表2所示),為對取得數據用Eviews進行滯后階數檢驗的結果,根據LR、FPE、AIC、SC、HQ標準,最優(yōu)滯后階數為4。
(二)Johansen協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗是一種基于VAR模型的回歸系數檢驗方法,它用測試非零特征根個數,來測試變量的協(xié)整關系和協(xié)整向量的秩。
VAR模型確定的滯后期為4,協(xié)整檢驗結果(如表3所示)。變量之間有5個協(xié)整關系,其中,滯后4期時在 5%的顯著性水平下仍然有協(xié)整關系。這表明,各組變量之間存在長期均衡關系。
(三)回歸分析
根據上述協(xié)整檢驗結果,可得到公式:
(4)
中國貨幣供給量logmd的系數為2.87,且符號為正,含義是:人民幣貨幣供應量增加1%,人民幣匯率上升2.87%。利率id系數為0.0269,且系數符號為負,含義是:銀行間7天拆借利率上升1%,人民幣匯率下降2.69%。所以,貨幣政策的兩個變量在很大程度上能解釋人民幣匯率的波動。
三、實證分析結論
依據購買力平價理論選取變量,并選取了匯率改革之后的2005年第三季至2017年第四季度的數據,建立了多元回歸模型,實證分析了貨幣政策對人民幣匯率的影響,得出以下結論:第一,從實證結果可以看出,人民幣匯率的波動以貨幣政策有關,貨幣政策變量,貨幣供給量和利率都能對匯率有顯著性影響。第二,人民幣貨幣供應量增加1%,人民幣匯率上升2.87%。銀行間7天拆借利率上升1%,人民幣匯率下降2.69%。
收稿日期:2018-11-08
基金項目:中國博士后科學基金項目“一般均衡框架下我國利率政策與匯率政策協(xié)調機制研究”(2014M551163)
作者簡介:莊巖(1978-),女,黑龍江佳木斯人,副教授,從事產業(yè)經濟學、金融學研究。