貨幣政策變量及其變動對人民幣匯率的影響

貨幣政策變量及其變動對人民幣匯率的影響 一、文獻綜述國外學者關(guān)于貨幣政策對匯率的影響很早就進行了研究，但在理論和實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匯率的影響不顯著，只有采用 Dornbusch 模型時，貨幣政策變量對匯率的影響才會顯著，但貨幣政策擾動會導致匯率出現(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)實證研究 1974 年 1 月至1990 年 5 月期間美國貨幣政策對名義美元匯率和真實美元匯率的沖擊效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當實行緊縮性貨幣政策時，名義和真實美元匯率會產(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開放經(jīng)濟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 個基點，帶來匯率上升 2%3%，但是當外匯市場處于壓力期的時候，利率上升會帶來匯率貶值。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)果表明對于擴張的貨幣政策，名義匯率起初過度貶值大約十個月，然后升值到長期均衡水平；貨幣沖擊會導致匯率出現(xiàn)一個很大且持久的偏離拋補的利率平價；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。國內(nèi)學者關(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)考查石油價格的沖擊對人民幣匯率波動的影響；龐曉波和姚遠(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)上建立計量經(jīng)濟模型，采用 2005 年 7 月 21 日人民幣匯改以來的數(shù)據(jù)，實證分析我國貨幣政策對人民幣匯率的影響。文章第二部分從連續(xù)時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)，認為真實匯率是在給定實際產(chǎn)出水平和利率水平下，國內(nèi)價格水平在購買力平價(PPP)下與國外價格水平之比。假定貨幣需求是價格水平 P，真實收入 Y 和利率 i 函數(shù)的一般形式，當國內(nèi)貨幣市場達到均衡時，M=kPYαe-βi(1)其中：M 代表國內(nèi)貨幣存量。匯率 S 是國際商品市場競爭下國外價格水平與國內(nèi)價格水平之比，即 PPP 成立：S=k Pf/P (2)其中 k‘是一個常數(shù)，不等于 1，Pf代表國外價格水平，P 代表國內(nèi)價格水平。由公式(1)和(2)，可得如下理論表達式：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月國債利率。時間從2005 年 8 月 1 日匯率改革開始，截止時間為 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，橫坐標表示時間 （單位：月），縱坐標表示數(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，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 月兩個階段利率與匯率都在持續(xù)上升，且利率波動比匯率的波動幅度大。3. 平穩(wěn)性檢驗（1） 單位根檢驗在采用連續(xù)時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，需要先對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。文章采用 ADF 檢驗方法，若 ADF 檢驗值小于臨界值，說明時間序列為平穩(wěn)的，反之則為非平穩(wěn)序列。把各變量數(shù)據(jù)代入檢驗，結(jié)果見表 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)整檢驗高鐵梅曾指出，對于單個序列可能是非平穩(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)整也就是指若兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，它們在某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性。因此，協(xié)整檢驗是檢驗變量間長期均衡關(guān)系的方法。文章采用 Johansen 協(xié)整檢驗各變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系。Johansen 協(xié)整檢驗是一種以 VAR 模型為基礎(chǔ)的檢驗回歸系數(shù)的方法，可以通過對非零特征根個數(shù)的檢驗來檢驗協(xié)整關(guān)系和協(xié)整向量的秩。根據(jù)理論表達式(3)建立 VAR 模型，滯后期數(shù)由 AIC 準則確定。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)整檢驗結(jié)果見表 2。從表 2 可以看出，變量之間存在 3 個協(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)是一個理論表達式，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假設(shè)都成立的條件下獲得的。但現(xiàn)實情況比這個要復雜得多，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量模型(5)：把所有變量數(shù)據(jù)代入模型，運行 stata10.0，可得到計量結(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 正 ，且通過了 1%顯著性水平檢驗，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，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。除了中國工業(yè)生產(chǎn)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗外，其他變量均通過了顯著性檢驗。三、貨幣政策變動對人民幣匯率的影響分析前文采用貨幣政策連續(xù)時間序列數(shù)據(jù)分析得到貨幣政策調(diào)控目標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 （一些離散的點組成） 的角度進一步研究當貨幣政策變動時，人民幣匯率如何變動。根據(jù) Jeromin Zettelmeyer(2004)的研究，得到貨幣政策變動對人民幣匯率變動的影響關(guān)系：其中，匯率變動 e 采用名義匯率的變動，因為在短時間內(nèi)（一天） 名義匯率的變動與實際匯率的變動相等；利率變動 i采用市場基準利率—銀行信用拆借利率；α 可用來捕捉人民幣匯率調(diào)整趨勢。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)整存款準備金率 34 次?？紤]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 天時間，那么這個觀測值去掉，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 個交易日，這導致期間存在其他影響人民幣匯率的因素，所以這個觀測值去掉。這樣文章選用了 IBO001，IBO007，IBO014，IBO1M 四個交易數(shù)據(jù)較多的品種，分別按照調(diào)整存貸款利率、調(diào)整準備金率和整個貨幣政策調(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 回歸方法做進一步檢驗。），結(jié)果顯示，常數(shù)項 α 的符號都為負數(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。除了 IBO1M交易品種在調(diào)整存貸款利率欄中利率變化 Δi 的回歸系數(shù)通過了 10%顯著性水平檢驗，其它交易品種都沒有通過顯著性檢驗，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)整準備金率欄中，除 IBO1M 交易品種沒有通過顯著性水平檢驗 （對應(yīng)的概率為 0.137），其它交易品種都通過了顯著性檢驗，但 IBO001 交易品種的利率變化與人民幣匯率存在負向的顯著性關(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)生這個結(jié)果的原因可能與利率期限結(jié)構(gòu)有關(guān)，IBO001 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時間是 1 天時支付的利率，IBO007 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時間是 7 天時支付的利率，IBO014 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時間是14 天時支付的利率，IBO1M 利率是貨幣政策調(diào)整日銀行間拆借時間是一個月時支付的利率，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)整的隔夜拆借會導致銀行間貨幣量緊張或者寬松，利率會直接上升或者下降，體現(xiàn)了貨幣政策調(diào)整的意圖，但隨著時間的推移，各銀行自身會調(diào)整貨幣存量，因此銀行會對未來利率走勢產(chǎn)生預(yù)期，從而導致 IBO007、IBO014 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)整目標的貨幣政策選取利率調(diào)控手段時，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)時間序列數(shù)據(jù)和離散數(shù)據(jù)實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)時間貨幣政策變量與匯率之間的關(guān)系還是從離散時間貨幣政策變動與匯率的關(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。當把人民幣匯率增加到貨幣政策調(diào)控目標之中時，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。2. 政策建議綜合上述分析結(jié)論，本研究認為：中國在穩(wěn)步推進人民幣匯率制度改革同時，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的影響，密切關(guān)注銀行間拆解利率對人民幣匯率波動的影響，從而促進我國經(jīng)濟內(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政策建議：一是綜合世界各國匯率改革的經(jīng)驗和我國的特殊國情，中國的匯率改革應(yīng)堅持自主、漸進、可控的原則，穩(wěn)步推進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，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)量過多或過少所引起的人民幣匯率的大幅波動，從而促進我國經(jīng)濟內(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)拆解利率作為進出口企業(yè)預(yù)測人民幣匯率波動的先導指標，根據(jù)我國銀行間同業(yè)拆解利率的變化判斷一年內(nèi)匯率的波動方向及大小，調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局策略，防范外貿(mào)風險。1 Graham H.，John T. Exchange rate and monetary policy：modeling Sterling seffective exchange rate，1972-1980 J.Oxford Journals，1981：33.2 Martin E.，Charles L.E. Some empirical evidence on the effects of stocks tomonetary policy on exchange rates J.Oxford Journals，1995：110.3 Jeromin. The impact of monetary policy on the exchange rate：evidencefrom three small open economies J.Journal of monetary economics，2004(51)：635-652.4 Hafedh B.，Michel N. Fluctuations in the foreign exchange market：Howimportant are monetary policy shocks? J.Journal of International Econo-mics，2010(81)：139-153.5 Putnam，B.H.，Woodbury.J.R. Exchange rate stability and monetary policyJ.Review of Business and Economic Research，1979，15(2)：1-10.6 Shirakawa，M. The monetary approach to the balance of payments and theexchange rate：an empirical study of Japan s case R.Bank of Japan disc-ussion paper，1980，2.7 唐旭，錢士春. 相對勞動生產(chǎn)率變動對人民幣實際匯率的影響分析：哈羅德—巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)實證研究 J.金融研究，2007(5).8 唐海仕，羅新星. 石油價格沖擊對我國實際匯率波動的影響程度 J.系統(tǒng)工程，2010(6)：40-44.9 龐曉波，姚遠. 貿(mào)易溢出效應(yīng)對人民幣有效匯率的影響 J.國際金融研究，2011(4)：38-46.