貨幣政策變量及其變動(dòng)對人民幣匯率的影響

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1、貨幣政策變量及其變動(dòng)對人民幣匯率的影響 　　一、文獻(xiàn)綜述 　　國外學(xué)者關(guān)于貨幣政策對匯率的影響很早就進(jìn)行了研究，但在理論和實(shí)證研究方面都尚未形成一致的結(jié)論。Graham &John(1981)的研究結(jié)果表明，1972-1980 年英國貨幣政策對浮動(dòng)匯率的影響不顯著，只有采用 Dornbusch 模型時(shí)，貨幣政策變量對匯率的影響才會(huì)顯著，但貨幣政策擾動(dòng)會(huì)導(dǎo)致匯率出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象，采用其他模型研究，結(jié)果表明貨幣政策變量對匯率影響不顯著。Martin & Charles(1995)實(shí)證研究 1974 年 1 月至1990 年 5 月期間美國貨

2、幣政策對名義美元匯率和真實(shí)美元匯率的沖擊效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)實(shí)行緊縮性貨幣政策時(shí)，名義和真實(shí)美元匯率會(huì)產(chǎn)生顯著的持久性升值。Jeromin(2004)的研究考察了澳大利亞、加拿大和新西蘭三個(gè)開放經(jīng)濟(jì)國家的貨幣政策對匯率的影響，結(jié)果表明緊縮性的貨幣沖擊帶來利率上升 100 個(gè)基點(diǎn)，帶來匯率上升 2%~3%，但是當(dāng)外匯市場處于壓力期的時(shí)候，利率上升會(huì)帶來匯率貶值。Hafedh & Michel(2010)研究了1983-2003 年期間美國貨幣政策對美元匯率 （美元分別相對于G7 國家貨幣） 的影響，結(jié)果表明對于擴(kuò)張的貨幣政策，名義匯率起初過度貶值大約十個(gè)月，然后升值到長期均衡水平；貨幣沖擊會(huì)

3、導(dǎo)致匯率出現(xiàn)一個(gè)很大且持久的偏離拋補(bǔ)的利率平價(jià)；方差分解結(jié)果表明貨幣政策沖擊能解釋很大比例的匯率波動(dòng)。 　　國內(nèi)學(xué)者關(guān)于人民幣匯率的研究越來越多，但是從貨幣政策的視角研究人民幣匯率變化的卻不多，他們主要研究各種具體經(jīng)濟(jì)因素對人民幣匯率的影響，例如唐旭和錢士春(2007)研究相對勞動(dòng)生產(chǎn)效率對人民幣匯率的影響；唐海仕和羅新星(2010)考查石油價(jià)格的沖擊對人民幣匯率波動(dòng)的影響；龐曉波和姚遠(yuǎn)(2011)探討貿(mào)易溢出效應(yīng)對人民幣匯率的影響。文章試圖在理論模型的基礎(chǔ)上建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，采用 2005 年 7 月 21 日人民幣匯改以來的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我國貨幣政策對人民幣匯率的影響。文章第二

4、部分從連續(xù)時(shí)間角度研究貨幣政策變量對人民幣匯率的影響，第三部分從離散時(shí)間角度研究貨幣政策調(diào)整對人民幣匯率的影響。 　　二、貨幣政策變量對人民幣匯率的影響分析 　　1. 理論模型 　　根據(jù) Graham & John(1981)的研究，文章從基本的貨幣模型出發(fā)，認(rèn)為真實(shí)匯率是在給定實(shí)際產(chǎn)出水平和利率水平下，國內(nèi)價(jià)格水平在購買力平價(jià)(PPP)下與國外價(jià)格水平之比。 　　假定貨幣需求是價(jià)格水平 P，真實(shí)收入 Y 和利率 i 函數(shù)的一般形式，當(dāng)國內(nèi)貨幣市場達(dá)到均衡時(shí)，M=kPYαe-βi(1)其中：M 代表國內(nèi)貨幣存量。

5、 　　匯率 S 是國際商品市場競爭下國外價(jià)格水平與國內(nèi)價(jià)格水平之比，即 PPP 成立：S=k Pf/P (2)其中 k‘是一個(gè)常數(shù)，不等于 1，Pf代表國外價(jià)格水平，P 代表國內(nèi)價(jià)格水平。 　　由公式(1)和(2)，可得如下理論表達(dá)式： 　　 　　2. 數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)分析 　　文章采用的數(shù)據(jù)均來源于 CECI 數(shù)據(jù)庫，其中 ss 采用人民幣對美元的名義匯率，mc 取人民幣 M2 的貨幣供應(yīng)量，mu 取美元 M2 的貨幣供應(yīng)量，yc 取中國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)(IndustrialProduction Index)，yu 取美

6、國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，ic 取中國銀行間信用隔夜拆借利率，iu 取美國債券市場三個(gè)月國債利率。時(shí)間從2005 年 8 月 1 日匯率改革開始，截止時(shí)間為 2011 年 6 月 31日。參考 Putnam & Woodybury(1980)、Shirakawa(1980)等，取這些變量的月度數(shù)據(jù)。 　　圖 1 主要描述貨幣政策變量—貨幣供應(yīng)量、利率以及匯率在匯率改革之后的變化情況，橫坐標(biāo)表示時(shí)間 （單位：月），縱坐標(biāo)表示數(shù)值，ss 表示人民幣對美元匯率的自然對數(shù)，mc表示中國貨幣供應(yīng)量的自然對數(shù)，ic 表示中國市場利率。從圖1 可以看出，人民幣貨幣供應(yīng)量一直持續(xù)快速增加

7、，從 28000多億元增加到 78000 多億元。利率與匯率的變化均呈現(xiàn)階段性趨勢，在金融危機(jī)期間都比較穩(wěn)定，而在 2005 年 7 月到 2008年 10 月以及從 2010 年 6 月到 2011 年 6 月兩個(gè)階段利率與匯率都在持續(xù)上升，且利率波動(dòng)比匯率的波動(dòng)幅度大。 　　3. 平穩(wěn)性檢驗(yàn) 　?。?） 單位根檢驗(yàn) 　　在采用連續(xù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，需要先對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。文章采用 ADF 檢驗(yàn)方法，若 ADF 檢驗(yàn)值小于臨界值，說明時(shí)間序列為平穩(wěn)的，反之則為非平穩(wěn)序列。把各變量數(shù)據(jù)代入檢驗(yàn)，結(jié)果

8、見表 1，其中 lyc 表示中國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的自然對數(shù)，lyu 表示美國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的自然對數(shù)，iu 表示美國貨幣市場利率。 　　從表 1 可以看出，所有變量的原階序列為非平穩(wěn)序列，所有變量的一階差分序列為平穩(wěn)序列。 　　 　　（2） 協(xié)整檢驗(yàn) 　　 　　高鐵梅曾指出，對于單個(gè)序列可能是非平穩(wěn)的，但是同階單整的的序列經(jīng)過線性組合而成的序列卻有可能是平穩(wěn)的。協(xié)整也就是指若兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)的變量序列，它們在某個(gè)線性組合后的序列呈平穩(wěn)性。因此，協(xié)整檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量間長期均衡關(guān)系的方法。文章采用 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)各變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系

9、。Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)是一種以 VAR 模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，可以通過對非零特征根個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)來檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系和協(xié)整向量的秩。 　　根據(jù)理論表達(dá)式(3)建立 VAR 模型，滯后期數(shù)由 AIC 準(zhǔn)則確定。文章由因變量人民幣匯率 lss，自變量 lmc 和 ic，控制變量 lmu、lyc、lyu、iu 一共 7 個(gè)變量構(gòu)成的 p 階 VAR 模型可以表示為： 　　 　　根據(jù) AIC 規(guī)則，文章確定 VAR 模型的滯后期為 2。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表 2。從表 2 可以看出，變量之間存在 3 個(gè)協(xié)整關(guān)系，其中滯后 2 期仍然在 5%的顯著性水平下仍然存

10、在協(xié)整關(guān)系，這表明各組變量之間存在長期的均衡關(guān)系。 　　 　　4. 回歸分析 　　由于方程式(3)是一個(gè)理論表達(dá)式，特別是國內(nèi)貨幣供應(yīng)量增加或者國外貨幣供應(yīng)量減少，都會(huì)帶來匯率同等比例的貶值，這是由于它是在 PPP 和貨幣需求單位彈性兩個(gè)假設(shè)都成立的條件下獲得的。但現(xiàn)實(shí)情況比這個(gè)要復(fù)雜得多，匯率對貨幣政策調(diào)整存在調(diào)整不足或者超調(diào)的情況，所以文章建立如下計(jì)量模型(5)： 　　 　　把所有變量數(shù)據(jù)代入模型，運(yùn)行 stata10.0，可得到計(jì)量結(jié)果 （見表 3）。由表 3 可知，中國貨 幣 供 應(yīng) 量 lmc系 數(shù) 符 號 為

11、正 ，且通過了 1%顯著性水平檢驗(yàn)，這表明人民幣供應(yīng)量增加，人民幣匯率產(chǎn)生顯著性貶值，lmc 系數(shù)為0.110627，這表明人民幣貨幣供應(yīng)量增加 1%，人民幣匯率貶值 0.110627%。中國貨幣市場利率 ic 系數(shù)在 5%水平下顯著性為負(fù)，這說明中國銀行間信用隔夜拆借利率上升，人民幣匯率升值，ic 系數(shù)為 -0.008676，這表明銀行間信用隔夜拆借利率上升 1%，人民幣匯率升值 0.8676%。所以貨幣政策的兩個(gè)變量 （貨幣供應(yīng)量和利率） 均能顯著地引起人民幣匯率的變動(dòng)。 　　除了中國工業(yè)生產(chǎn)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)外，其他變量均通過了顯著性檢驗(yàn)。 　　

12、三、貨幣政策變動(dòng)對人民幣匯率的影響分析 　　前文采用貨幣政策連續(xù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析得到貨幣政策調(diào)控目標(biāo)－利率變量對匯率有顯著性影響。下面文章從歷年貨幣政策調(diào)整 （一些離散的點(diǎn)組成） 的角度進(jìn)一步研究當(dāng)貨幣政策變動(dòng)時(shí)，人民幣匯率如何變動(dòng)。根據(jù) Jeromin Zettelmeyer(2004)的研究，得到貨幣政策變動(dòng)對人民幣匯率變動(dòng)的影響關(guān)系： 　　 　　其中，匯率變動(dòng) △e 采用名義匯率的變動(dòng)，因?yàn)樵诙虝r(shí)間內(nèi)（一天） 名義匯率的變動(dòng)與實(shí)際匯率的變動(dòng)相等；利率變動(dòng) △i采用市場基準(zhǔn)利率—銀行信用拆借利率；α 可用來捕捉人民幣匯率調(diào)整

13、趨勢。人民幣匯率的數(shù)據(jù)來源于中國銀行網(wǎng)站，銀行間信用拆借利率數(shù)據(jù)來源于 Wind 數(shù)據(jù)庫，時(shí)間從 2005 年 7 月21 日到 2011 年 8 月 31 日，中國人民銀行調(diào)整存貸款利率和準(zhǔn)備金率一共 52 次，其中調(diào)整存貸款利率 18 次，調(diào)整存款準(zhǔn)備金率 34 次。 　　考慮影響人民幣匯率變化的其他因素，如果交易日前后相差超過 5 天時(shí)間，那么這個(gè)觀測值去掉，例如 2007 年 9 月 15日宣布調(diào)整存貸款利率，IBO1M 發(fā)生交易的前后日期為 2007 年9 月 11 日和 2007 年 9 月 17 日，前后相差 6 個(gè)交易日，這導(dǎo)致期間存在其他影響人民幣匯率的因素，所以

14、這個(gè)觀測值去掉。 　　這樣文章選用了 IBO001，IBO007，IBO014，IBO1M 四個(gè)交易數(shù)據(jù)較多的品種，分別按照調(diào)整存貸款利率、調(diào)整準(zhǔn)備金率和整個(gè)貨幣政策調(diào)整，根據(jù)回歸模型(6)做簡單 OLS 回歸分析 （由于我國資本市場中缺乏連續(xù)時(shí)間變化的、能夠反映潛在貨幣政策調(diào)整意向的變量，所以文章未采用 IV 回歸方法做進(jìn)一步檢驗(yàn)。），結(jié)果顯示，常數(shù)項(xiàng) α 的符號都為負(fù)數(shù)，這表明在觀測期內(nèi)人民幣匯率處于升值趨勢。在所有貨幣政策調(diào)整欄中，利率變化 Δi 的回歸系數(shù)通過了 5%顯著性水平檢驗(yàn)。除了 IBO1M交易品種在調(diào)整存貸款利率欄中利率變化 Δ

15、i 的回歸系數(shù)通過了 10%顯著性水平檢驗(yàn)，其它交易品種都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，所以調(diào)整存貸款利率對于人民幣匯率沒有顯著性影響關(guān)系。在調(diào)整準(zhǔn)備金率欄中，除 IBO1M 交易品種沒有通過顯著性水平檢驗(yàn) （對應(yīng)的概率為 0.137），其它交易品種都通過了顯著性檢驗(yàn)，但 IBO001 交易品種的利率變化與人民幣匯率存在負(fù)向的顯著性關(guān)系，即 IBO001 的利率上升，人民幣匯率升值，而 IBO007 和 IBO014 兩個(gè)交易品種的利率變化與人民幣匯率存在正向的顯著性關(guān)系，即 IBO007 和 IBO014 的利率上升，人民幣匯率貶值。 　　 　　產(chǎn)生這個(gè)結(jié)果的原因可能與利率期限結(jié)構(gòu)有關(guān)，IBO

16、001 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時(shí)間是 1 天時(shí)支付的利率，IBO007 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時(shí)間是 7 天時(shí)支付的利率，IBO014 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時(shí)間是14 天時(shí)支付的利率，IBO1M 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時(shí)間是一個(gè)月時(shí)支付的利率，所以對于在 1 天之后、7 天之后、14 天之后以及一個(gè)月之后投資者 （銀行） 對外來的利率產(chǎn)生不同的預(yù)期，貨幣調(diào)整的隔夜拆借會(huì)導(dǎo)致銀行間貨幣量緊張或者寬松，利率會(huì)直接上升或者下降，體現(xiàn)了貨幣政策調(diào)整的意圖，但隨著時(shí)間的推移，各銀行自身會(huì)調(diào)整貨幣存量，因此銀行會(huì)對未來利率走勢產(chǎn)生預(yù)期，從而導(dǎo)致 IBO007、IBO014

17、 和IBO1M 利率與 IBO001 利率在貨幣政策調(diào)整日對于匯率有不同的反應(yīng)。所以在考慮包含匯率調(diào)整目標(biāo)的貨幣政策選取利率調(diào)控手段時(shí)，文章建議選擇 IBO001 作為調(diào)控手段，能夠直接體現(xiàn)貨幣政策的意圖。 　　四、結(jié)論和政策建議 　　1. 研究結(jié)論 　　文章采用了 2005 年 7 月 21 日我國人民幣匯率改革以來的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用多元回歸模型，分別用連續(xù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)和離散數(shù)據(jù)實(shí)證研究了我國的貨幣政策對人民幣匯率的影響，得到如下結(jié)論： 　　第一，相關(guān)研究表明，貨幣政策能夠影響人民幣匯率。無論是從連續(xù)時(shí)間貨幣政策變量與匯率之間的關(guān)系還是從離散時(shí)間

18、貨幣政策變動(dòng)與匯率的關(guān)系來看，貨幣政策對匯率都能產(chǎn)生直接的顯著性影響。 　　第二，貨幣政策的兩個(gè)變量—貨幣供應(yīng)量和利率，都能夠?qū)θ嗣駧艆R率產(chǎn)生直接的顯著性影響，其中人民幣貨幣供應(yīng)量增加 1%，人民幣匯率貶值 0.110627%，銀行間信用隔夜拆借利率上升 1%，人民幣匯率升值 0.8676%。 　　第三，采用調(diào)整存款準(zhǔn)備金率政策能夠引起人民幣匯率的顯著性變化，采用調(diào)整存貸款利率政策不能引起人民幣匯率的顯著性變化。當(dāng)把人民幣匯率增加到貨幣政策調(diào)控目標(biāo)之中時(shí)，可以選擇將銀行間隔夜拆借利率 （IBO001 利率） 作為貨幣政策的宏觀調(diào)控目標(biāo)。 　　2.

19、 政策建議 　　綜合上述分析結(jié)論，本研究認(rèn)為：中國在穩(wěn)步推進(jìn)人民幣匯率制度改革同時(shí)，應(yīng)有效監(jiān)控我國貨幣供應(yīng)量對匯率的影響，密切關(guān)注銀行間拆解利率對人民幣匯率波動(dòng)的影響，密切關(guān)注銀行間拆解利率對人民幣匯率波動(dòng)的影響，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)內(nèi)外平衡和外匯市場的平穩(wěn)健康發(fā)展。據(jù)此文章提出以下三點(diǎn)政策建議： 　　一是綜合世界各國匯率改革的經(jīng)驗(yàn)和我國的特殊國情，中國的匯率改革應(yīng)堅(jiān)持自主、漸進(jìn)、可控的原則，穩(wěn)步推進(jìn)人民幣匯率制度改革，適應(yīng)國際金融體系發(fā)展的需要。 　　二是在人民幣匯率市場化程度不斷提高的同時(shí)，中央銀行應(yīng)有效監(jiān)控我國貨幣存量及發(fā)行量，盡量減少由于貨幣供應(yīng)量過多或

20、過少所引起的人民幣匯率的大幅波動(dòng)，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)內(nèi)外平衡和外匯市場的平穩(wěn)健康發(fā)展。 　　三是加快利率市場化改革的步伐，完善利率調(diào)節(jié)機(jī)制。利率改革是匯率改革的前提，建立更加靈活的匯率制度，必須得到利率市場化的配合，充分發(fā)揮利率與匯率的相互協(xié)調(diào)作用，從而提高我國貨幣政策的傳導(dǎo)效率。由于銀行間信用隔夜拆借利率對人民幣匯率有顯著影響，因此，可以將銀行間同業(yè)拆解利率作為進(jìn)出口企業(yè)預(yù)測人民幣匯率波動(dòng)的先導(dǎo)指標(biāo)，根據(jù)我國銀行間同業(yè)拆解利率的變化判斷一年內(nèi)匯率的波動(dòng)方向及大小，調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局策略，防范外貿(mào)風(fēng)險(xiǎn)。 　　 　　[1] Graham H.，John T. Exch

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