王永茂

在2007年底爆發(fā)的全球金融危機重創(chuàng)下，各國紛紛實施量化寬松政策以避免經濟進一步衰退。隨著世界經濟衰退放緩，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濟拉入恐慌。對于實施量化寬松貨幣政策的經濟體來說，更應關注匯率波動對國內物價傳遞效應，因為超量資本注入不僅可以擴張經濟需求，還容易催生通貨膨脹，如果匯率傳遞效應較高，則匯率波動會引起國內物價較大幅度地波動，如果匯率傳遞效應較低，則匯率波動對國內物價的影響很小，這有利于量化寬松貨幣政策的穩(wěn)健實施。因而研究量化寬松貨幣政策下匯率傳遞效應的變化趨勢和程度，及量化寬松貨幣政策與匯率傳遞之間的相關性，有著重要的理論和現(xiàn)實意義。

1 理論演繹

匯率傳遞描述了匯率變化對一國進出品價格和國內物價水平的影響程度。根據購買力平價理論，傳統(tǒng)的開放宏觀經濟模型-DSGE模型里出口商加成定價是固定的，匯率變動對國內物價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,政策制定者們就認識到紙幣制容易導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]。

從目前已有文獻特別是近10年來的經驗實證來看，絕大多數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格的不完全傳遞效應。進入20世紀90年代以來，發(fā)達國家匯率傳遞效應普遍呈下降趨勢，對不完全匯率傳遞的研究開始轉向宏觀層面，并側重于對匯率傳遞影響因素的考察[4]。更多學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。根據加拿大銀行2000年12月貨幣政策報告“低通脹環(huán)境在改變定價行為”，當通脹水平低時,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的形式向消費者轉移較高的成本，即使進口價格會強烈響應匯率變動而變化，充分積極響應通貨膨脹的貨幣政策方向,也可以使消費者物價指數上漲與帶來匯率貶值的沖擊隔離開。Gagnon&Ihrig(2001)發(fā)展了一個簡單理論模型，將匯率傳遞的變化(指通脹與匯率變動相關)歸因于許多國家對穩(wěn)定通脹的重視。

2 理論模型與數據說明

2.1 匯率傳遞模型

2.1.1 模型結構

本文重點研究匯率變動對國內物價的影響，沿襲Ghosh&Rajan(2008)建模方法，建立計量模型（1）。

匯率變動與進口價格之間的關系相比與通貨膨脹CPI間的關系更緊密，而且匯率變動還會引起其它宏觀經濟變量變動，如市場利率、貨幣供應量和真實經濟活動[5]。但這些變量間存在明顯的多重共線性，而使實證結果失去統(tǒng)計意義。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分別代表國內物價，有效匯率，貿易權重外國物價，真實GDP。

2.1.2 數據選取和說明

受研究所用月度數據可得性的限制，本文選取1992年1月至2006年3月的日本月度數據進行實證分析：（1）采用日本消費者價格指數cpi作為國內物價的代理變量，數據來源于貨幣基金組織網站；（2）有效匯率數據來源于日本銀行網站（www.boj.or.jp）公布的日元名義有效匯率，采用直接標價法；(3)采用國際貨幣基金組織提供的全球商品價格指數作為貿易權重外國物價的代理變量；（4）因為日本月度GDP數據不可得，則用月度工業(yè)生產指數作為gdp代理變量。上述數據序列用X12方法進行季節(jié)調整，所有數據都采用自然對數形式。

2.2 解釋貨幣政策與匯率傳遞間相關性的簡單模型

2.2.1 模型結構

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

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

式（4）是標準無套補利率平價，匯率升值預期等于國內外利率差,v是短期風險溢價。

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

這里i，P分別表示市場利率和消費價格指數，D是貨幣政策虛擬變量。必須要說明一點，雖然日本并沒有實行通貨膨脹目標制，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，因而可以令D在量化寬松貨幣政策實施前為零，實施期內為1，參數θ3代表貨幣當局對通貨膨脹的短期響應，θ3/(1-θ1-θ2)代表同期內對通脹的長期響應，(θ3+θ7/(1-θ1-θ2-θ5-θ6)代表量化寬松貨幣政策期內對通脹的長期響應。

2.2.2 數據說明

數據樣本仍然選取1992-01至2006-03的日本月度數據：（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物價指數作為p的代理變量。同樣采用x12方法對兩個變量的時間序列進行季節(jié)調整。

3 匯率傳遞效應考察

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

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物價的長期傳遞效應。因為只有工業(yè)生產指數IPI是季節(jié)調整過的數據，所以先用x12方法對cpi、neer和wcpi序列進行季節(jié)調整，然后對變量進行ADF單位根檢驗，結果表明所有變量均為I（1）時間序列（見表1）。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結果

因為這4個變量均是一階單整序列，所以可以進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗可以采用EG兩步法和Johansen方法。EG兩步法通常適用于兩個變量間的協(xié)整檢驗，當對兩個以上的變量進行協(xié)整檢驗時用Johansen協(xié)整檢驗。協(xié)整關系的一個重要內容是滯后期的確定，一般根據無約束VAR來選擇，5個評價指標中有3個認為最優(yōu)滯后期為2期（見表2）。用AR根方法檢驗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)整檢驗結果（表3）顯示4個變量之間至少存在一個協(xié)整關系，協(xié)整向量為(1，-4.50，-0.23，0.31，-0.13)’，則得到如下標準化協(xié)整關系式（8）。

這個協(xié)整關系式表示，長期內日元有效匯率對國內物價的傳遞系數約為0.23。因為這里采用直接標價法，則該系數表明日元升值1%，引起日本國內物價下降0.23%。

第二步，來考察日元匯率變動對日本國內物價的短期動態(tài)影響?；谏厦娴姆治?，四個變量間存在協(xié)整關系，可以運用VEC模型進一步分析。表4給出了4個變量間的短期動態(tài)關系。

根據表4的結果，可以建立以△cpi以內生變量，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，反映了變量短期波動偏離長期均衡關系的程度：

表4 短期動態(tài)分析

通過AIC和SC判定標準，確定該誤差修正模型的最優(yōu)滯后階數為2期，C的系數表示國內物價對長期均衡關系偏離的調整速度。如果C大于零，則意味著國內物價超過了由協(xié)整關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的調整系數應該為負。但在這里，C的調整系數是接近零的正值，意味著即使日本國內物價超過了由協(xié)整關系得到的長期均衡水平，也不進行下降調整。如果聯(lián)系日本經濟背景則不難解釋這一結果。日本經濟從1991年起陷入長期低迷，經濟發(fā)展的障礙是通貨緊縮而不是通貨膨脹，如何刺激經濟活動，擴大內需是日本政府所面臨的最棘手難題，因此日本國內物價指數上升就成了經濟利好的信號，會刺激市場和政府恢復經濟的信心，并不會出現(xiàn)下降調整。

3.2 2001-03～2006-03量化寬松貨幣政策期數據分析

按上述同樣方法進行分析，第一步是考察量化寬松貨幣政策期內日元匯率對國內物價的長期傳遞效應。先運用無約束VAR模型確定最優(yōu)滯后期為2期（表略），然后用AR根方法檢驗出存在一個大于1的根，表明該VAR模型不穩(wěn)定，最后用Johansen協(xié)整分析結果（表略）顯示變量間存在一個協(xié)整關系，同樣得到一個標準化協(xié)整關系等式（10）：

協(xié)整關系式(10)表明在日本量化寬松貨幣政策期內，長期匯率傳遞系數很低，僅為0.03。為確保這一估值的準確性，筆者基于Gagnon和Ihrig(2001)估算匯率傳遞系數的模型進行重新檢驗，得到的估值為0.04，與上面的結論基本一致。這意味著日元每升值1%，長期內日本國內物價指數下降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物價的短期動態(tài)影響。運用VEC模型進行短期動態(tài)分析，得到以△cpi為內生變量的誤差修正模型(11)：

誤差修正模型(d)的最優(yōu)滯后階數仍為2期，C的調整系數為正數而且統(tǒng)計顯著，遠大于前一階段的調整系數，這表明國內物價高于長期均衡水平時，不僅不會進行下降調整，出現(xiàn)收斂趨勢，反而會進一步上升調整，出現(xiàn)擴張趨勢。與上一階段相比，這一階段里的日本國內物價上升調整顯得相當積極。這種動態(tài)調整特點與日本實際情況相符，這一時期的日本貨幣當局更強調對通貨膨脹的穩(wěn)定，承諾堅持量化寬松貨幣政策直至消費者物價水平維持在非負水平。

3.3 結果分析

根據上面的實證檢驗結果，整個樣本區(qū)內匯率變動對日本國內物價傳遞效應大大下降，長期匯率傳遞系數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物價傳遞效應是不充分的，因為貨幣政策對穩(wěn)定通貨膨脹的作用也會改變價格水平，從而影響匯率傳遞效應。所以接下來進一步探討貨幣政策與匯率傳遞間的關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性考察

4.1 1992-01～2006-03全樣本期數據分析

在這里用模型（7）來考察貨幣政策對國內物價變動的響應程度。首先運用ADF方法檢驗變量i，p序列的平穩(wěn)性，檢驗結果表明這兩個時間序列為平穩(wěn)序列（見表5）：

表5 ADF平穩(wěn)性檢驗

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

根據回歸方程(12)，量化寬松貨幣政策相關變量參數t檢驗均不顯著，表明這些變量為多余變量可以刪除，量化寬松貨幣政策實施前相關變量參數t檢驗較顯著，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局對通貨膨脹的短期響應系數為0.09，長期響應系數為1.28，即長期內貨幣政策與通貨膨脹間存在強正相關性。

4.2 2001-03～2006-03量化寬松貨幣政策期數據分析

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常帳戶余額CAB。當市場利率水平接近于零時，貨幣當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系，需要建立新模型進一步分析。根據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系。

cab，cpi分別代表央行存款帳戶余額和消費物價指數，選取2001:03-2006:03日本月度數據，數據來源于日本銀行網站。數據處理方法與前面有所不同，首先用X12方法對兩變量時間序列進行季節(jié)調整，然后對季節(jié)調整后的時間序列進行標準化及中心化處理，以消除數據量綱的影響，即令分別為時間序列的均值和標準方差，再進行ADF平穩(wěn)性檢驗，結果顯示兩個變量序列均為I（1）時間序列（見表6），因而可以運用EG兩步法來檢驗變量間協(xié)整關系。

表6 ADF平穩(wěn)性檢驗結果

對模型進行OLS估計，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)整關系，因而這個模型設計是合理、可靠的。根據回歸結果，日本銀行對日本國內物價變動的短期響應系數為-0.01，長期響應系數為-2.5，且通過顯著性檢驗,也就是說無論是在短期內還是在長期內日本貨幣當局的政策工具CAB與日本國內物價存在負相關性，日本國內物價每下降1個單位，短期內CAB增加投入0.01個單位，長期內CAB增加投入2.5個單位。

進一步地，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，通過檢驗確定最優(yōu)滯后期為1期（表略），由此可以判斷cab對cpi當期變動就很敏感，前一期的物價指數對本期央行存款帳戶余額就有顯著影響。

4.3 結果分析

日本量化寬松貨幣政策以CAB為政策工具，直接向商業(yè)銀行注入超量準備金，而不是通過降低利率來擴大貨幣供給，從而快速刺激經濟需求[7]。整個樣本期內日本經濟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，日本國內物價下降1單位，長期內利率下降1.28個單位；量化寬松貨幣政策下，日本國內物價下降1個單位，商業(yè)銀行在央行存款帳戶余額增加2.5個單位。當利率趨近于零時，日本貨幣當局無法通過調整利率來響應日本國內物價波動，從而難以消除日元升值對日本國內物價的降低效應。量化寬松貨幣政策下，日本貨幣當局通過調整CAB來抑制日本國內物價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物價的影響，從而隔離匯率變動沖擊。因此，從貨幣政策與國內物價變動相關性角度來理解，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的作用。

5 結論與啟示

5.1 結論

本文主要研究量化寬松貨幣政策下不完全匯率傳遞效應，基于日本數據展開實證分析，試圖解決兩個問題：一是量化寬松貨幣政策下匯率變動向國內物價傳遞效應的程度；二是量化寬松貨幣政策與國內物價變動之間的相關性。本文實證檢驗分兩部分。第一部分實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行，運用協(xié)整技術和VAR模型來研究日元匯率變動對日本國內物價傳遞效應變化的趨勢和程度。第二部分運用一般回歸模型方法來估算貨幣政策與國內物價之間的相關性，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，分別采用不同的實證模型進行估算，結果表明，非量化寬松貨幣政策工具利率與日本國內物價間的相關性無論在短期內還是長期內都是正相關的；量化寬松貨幣政策工具CAB與國內物價間在短期和長期內都是負相關的。聯(lián)系兩部分實證結果得出結論，日本量化寬松貨幣政策高度響應日本國內物價變動，屏蔽了日元升值對國內物價的直接沖擊，導致匯率傳遞效應大大降低。

5.2 啟示

上述結論與Taylor(2000)觀點一致，進一步證明以穩(wěn)定國內物價為目標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，使匯率變動對國內物價的傳遞效應降低。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，使日本經濟患上“日元升值綜合癥”，因而日本政府從1991～2004年長期干預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很低，政策操作空間很小，而且1999：02～2000:08實施零利率貨幣政策，貨幣當局不能通過利率調整來穩(wěn)定日本國內物價水平，日元升值1%引起日本國內物價下降0.23%，因此日元升值會加劇日本通貨緊縮，此時日本政府對外匯市場進行干預來抑制日元升值是正確的。2001:03～2006:03量化寬松貨幣政策下，貨幣當局通過調整政策工具CAB來影響日本國內物價，可以發(fā)揮穩(wěn)定物價的作用，日元升值1%只能引起日本國內物價下降0.03%，因此日元升值對降低日本國內物價的影響非常小，這時如果單純出于“升值加劇通縮恐懼”而干預外匯市場就是不必要的，不如任匯率隨價值和市場供求波動。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，只在2010年9月15日進行一次干預后又停止了。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非常低，幾乎可以隔絕匯率變動對日本國內物價的沖擊，使貨幣政策完全獨立于匯率政策，從而減少宏觀經濟政策協(xié)調時內外均衡目標的沖突，提升貨幣政策效果。從這個意義上說，穩(wěn)健的貨幣政策環(huán)境是實施自由浮動匯率制的一個必要條件。

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