高鐵梅，楊 程，谷 宇

(1．東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧大連116025;2．大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧大連116023)

一、引 言

自2005年7月21日中國(guó)人民銀行宣布進(jìn)行匯率制度改革(以下簡(jiǎn)稱“匯改”)以來(lái)，人民幣兌美元匯率一次性升值2%，并且匯率制度不再是盯住美元，而是實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。2008年美國(guó)次貸危機(jī)并由此引發(fā)的全球性金融危機(jī)，加劇了國(guó)際外匯市場(chǎng)的動(dòng)蕩，加上國(guó)際政治因素和美國(guó)量化寬松的貨幣政策，使得人民幣面臨著越來(lái)越大的升值壓力。自2005年7月匯改以來(lái)，人民幣匯率就一直處于小幅、平穩(wěn)、漸進(jìn)的升值過(guò)程中，截至2012年6月底，人民幣累計(jì)升值達(dá)25%以上，人民幣匯率的攀升已經(jīng)成為政府、企業(yè)和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。進(jìn)入2012年，人民幣匯率出現(xiàn)了階段性貶值，但在2012年9月美國(guó)推出第三輪量化寬松貨幣政策后，人民幣匯率升值預(yù)期又開始形成。

自從1973年布雷頓森林體系解體以來(lái)，全球浮動(dòng)匯率制度逐漸被各國(guó)廣泛接受，匯率的變動(dòng)更具靈活性，但同時(shí)匯率的頻繁波動(dòng)給經(jīng)濟(jì)、金融活動(dòng)帶來(lái)了許多嚴(yán)重的問(wèn)題。將本國(guó)匯率維持在合理水平、避免匯率過(guò)度波動(dòng)，這是一國(guó)匯率政策的核心目標(biāo)。因此，無(wú)論是選擇何種匯率制度的國(guó)家如固定匯率制度、浮動(dòng)匯率制度以及有管理的浮動(dòng)匯率制度，貨幣當(dāng)局均采取了積極的匯率管理措施，即進(jìn)行不定期的外匯市場(chǎng)干預(yù)，他們通過(guò)買賣外匯以期能夠穩(wěn)定匯率或使匯率走向符合政府意圖。人民幣自2005年7月匯改以來(lái)持續(xù)升值，我國(guó)中央銀行為穩(wěn)定匯率，進(jìn)行頻繁的外匯市場(chǎng)干預(yù)，避免因匯率的持續(xù)升值給我國(guó)出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成影響。隨著人民幣匯率波動(dòng)幅度的逐漸擴(kuò)大，人民幣升值問(wèn)題已成為國(guó)際的熱點(diǎn)。造成人民幣升值的因素有很多，除了國(guó)際政治因素的影響之外，還受到一些經(jīng)濟(jì)變量的內(nèi)生影響，如國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、基礎(chǔ)貨幣的供給等。考察人民幣匯率在央行干預(yù)下其自身的波動(dòng)特征及影響因素，有助于理解人民幣匯率自2005年7月以來(lái)的漸進(jìn)式升值。

從世界金本位制瓦解后，各國(guó)匯率動(dòng)蕩不已。由于各國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的差異、信息傳遞技術(shù)的現(xiàn)代化、國(guó)際經(jīng)濟(jì)往來(lái)的日益密切和金融市場(chǎng)的一體化等原因，紙幣本位制下的貨幣匯率決定受到許多方面的影響。Simone和Razzak[1]根據(jù)名義匯率和名義利差的關(guān)系，使用兩種不同的方法證明了名義匯率和長(zhǎng)期利差是單位根過(guò)程，并且驗(yàn)證了各國(guó)匯率和利差之間存在格蘭杰因果關(guān)系;Wang[2]用結(jié)構(gòu)VAR模型考察了不同類型的宏觀沖擊對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)相對(duì)實(shí)際需求和供給的沖擊能夠解釋大部分實(shí)際匯率的波動(dòng);Taylor[3]在一個(gè)馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型框架內(nèi)，使用1991年4月至2003年12月的實(shí)際美元/日元匯率數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了外匯干預(yù)的有效性，研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)匯率偏離均衡值時(shí)外匯干預(yù)能夠提高匯率穩(wěn)定的概率，并且干預(yù)的效果隨著偏差的增大而顯著，但是當(dāng)匯率在均衡值附近時(shí)，外匯干預(yù)卻會(huì)使匯率更加不穩(wěn)定;Craighead[4]通過(guò)構(gòu)建一個(gè)國(guó)際真實(shí)的商業(yè)周期模型，揭示了相對(duì)于其他的宏觀經(jīng)濟(jì)總量，某些實(shí)際剛性能夠幫助解釋實(shí)際匯率的波動(dòng)如跨部門調(diào)整和分銷成本的大幅度增加等;Giannellis和Papadopoulos[5]使用歐盟成員國(guó)及其候選國(guó)的數(shù)據(jù)評(píng)估了貨幣變量、實(shí)際變量以及金融變量對(duì)于匯率波動(dòng)的相對(duì)重要性，事前的分析顯示，波蘭的茲羅提/歐元匯率和匈牙利的福林/歐元匯率受到經(jīng)濟(jì)中貨幣變量的影響，另一方面，事后的分析顯示，對(duì)于歐洲貨幣聯(lián)盟的法國(guó)、意大利和西班牙的歐元匯率則受到貨幣變量和實(shí)際沖擊的共同影響，而愛爾蘭的英鎊/歐元匯率卻只受實(shí)際沖擊的影響;Morshed和Turnovsky[6]在兩部門依存的經(jīng)濟(jì)模型中研究了勞動(dòng)力的供給彈性與實(shí)際匯率動(dòng)態(tài)調(diào)整之間的相關(guān)性，雖然勞動(dòng)力的供給彈性與長(zhǎng)期均衡的實(shí)際匯率之間是獨(dú)立的，但是分析證實(shí):勞動(dòng)力供給的性質(zhì)是實(shí)際匯率短期動(dòng)態(tài)調(diào)整的一個(gè)非常重要的決定因素，其對(duì)實(shí)際匯率短期動(dòng)態(tài)調(diào)整的驅(qū)動(dòng)程度取決于勞動(dòng)力供給潛在的結(jié)構(gòu)性變化。

近年來(lái)，關(guān)于人民幣匯率變動(dòng)的影響因素，我國(guó)學(xué)者也進(jìn)行了一系列的研究。張玉芹等[7]使用1994年1季度至2005年2季度的數(shù)據(jù)，運(yùn)用HBS模型對(duì)人民幣實(shí)際匯率進(jìn)行建模，認(rèn)為影響人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的主要因素包括生產(chǎn)力差異、對(duì)外開放程度以及國(guó)際石油價(jià)格沖擊等。左相國(guó)和唐彬文[8]通過(guò)闡述人民幣匯率的影響因素，包括我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、國(guó)際收支、利率、通貨膨脹率，并分析了它們之間的相關(guān)性，最后運(yùn)用多元回歸方法對(duì)這些影響因素與人民幣匯率的相關(guān)性加以驗(yàn)證分析。干杏娣等[9]使用事件分析法，并利用我國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)非參數(shù)檢驗(yàn)了我國(guó)央行外匯干預(yù)的效果，分析認(rèn)為，當(dāng)人民幣相對(duì)貶值時(shí)，支持人民幣堅(jiān)挺的干預(yù)效果要優(yōu)于當(dāng)人民幣相對(duì)升值時(shí)，阻止人民幣升值的干預(yù)效果。徐建煒和楊盼盼[10]利用1997年1月至2010年9月的數(shù)據(jù)對(duì)人民幣實(shí)際匯率進(jìn)行分解，發(fā)現(xiàn)可貿(mào)易品偏離一價(jià)定律因素可以解釋實(shí)際匯率波動(dòng)的60%—80%，而可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品之間的相對(duì)價(jià)格波動(dòng)只能解釋實(shí)際匯率波動(dòng)的20%—40%，這意味著研究人民幣實(shí)際匯率需要更多地從可貿(mào)易產(chǎn)品出發(fā)，不應(yīng)僅僅強(qiáng)調(diào)國(guó)內(nèi)不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格變化。李云峰和李仲飛[11]評(píng)估了匯率溝通在人民幣匯率變動(dòng)中的效力，并就其效力與實(shí)際干預(yù)的效力進(jìn)行了比較，經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明，匯率溝通時(shí)滯短，能使匯率朝著貨幣當(dāng)局合意的方向變化，且匯率溝通沖擊對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的解釋力較強(qiáng)，然而實(shí)際干預(yù)時(shí)滯較長(zhǎng)，其效力明顯弱于匯率溝通，對(duì)匯率變動(dòng)的解釋力弱。

本文基于央行干預(yù)的視角，通過(guò)結(jié)合彈性價(jià)格貨幣理論和匯率生成的微觀結(jié)構(gòu)模型，來(lái)考察人民幣匯率的波動(dòng)特征和影響因素。

二、理論分析與框架構(gòu)建

1．彈性價(jià)格貨幣模型(The Flexible-Price Monetary Model)

彈性價(jià)格貨幣模型由Frenkel[12]提出。彈性價(jià)格貨幣模型的假設(shè)是:所有商品價(jià)格是完全彈性的;國(guó)內(nèi)和國(guó)外居民各自持有本國(guó)貨幣;國(guó)內(nèi)和國(guó)外資產(chǎn)可以完全替代;資本完全流動(dòng);貨幣供應(yīng)和實(shí)際收入是外生決定的;一國(guó)的實(shí)際貨幣需求是相對(duì)穩(wěn)定的，不受貨幣市場(chǎng)存量的影響，只受一國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響。在這樣的假設(shè)下外匯市場(chǎng)、商品市場(chǎng)和勞動(dòng)力市場(chǎng)自動(dòng)實(shí)現(xiàn)均衡，貨幣需求依賴于實(shí)際收入、價(jià)格水平和利率。因此，彈性價(jià)格貨幣模型是建立在垂直的總供給曲線，穩(wěn)定的貨幣需求，購(gòu)買力平價(jià)的基礎(chǔ)上的。

根據(jù)貨幣市場(chǎng)均衡條件得到本國(guó)和外國(guó)貨幣市場(chǎng)均衡表達(dá)式為:

其中，M為貨幣需求，P為價(jià)格水平，Y為實(shí)際收入，r為利率，對(duì)式(1)兩端取對(duì)數(shù)，得:

其中，“*”表示相應(yīng)的外國(guó)變量，小寫表示對(duì)數(shù)形式，κ是貨幣需求的收入彈性，η是貨幣需求的利率彈性，κ≥0且η≥0。

根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論，有:

其中，St為直接標(biāo)價(jià)法表示的匯率，Pt為本國(guó)的價(jià)格水平，P*t為外國(guó)的價(jià)格水平，式(4)兩端取對(duì)數(shù)，得:

其中，st、pt和p*t為匯率、本國(guó)的價(jià)格和外國(guó)價(jià)格的對(duì)數(shù)。

將式(2)和式(3)帶入式(5)，可得彈性價(jià)格貨幣模型:

由式(6)可知，當(dāng)中央銀行采用非沖銷干預(yù)時(shí)，若賣出(或買入)外匯時(shí)，市場(chǎng)上貨幣供應(yīng)量減少(或增加)，在其他條件不變的情況下，國(guó)內(nèi)價(jià)格將隨之下降(或上升)，本幣出現(xiàn)升值(或貶值)。由此可以看出，中央銀行的非沖銷干預(yù)可以有效影響匯率水平。而采取沖銷干預(yù)，由于貨幣供應(yīng)量的變化被抵消，不能對(duì)匯率產(chǎn)生影響。

由于本幣資產(chǎn)和外幣資產(chǎn)可以完全替代，因此，非抵補(bǔ)的利率平價(jià)成立:

其中，ut+1是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

中央銀行的沖銷干預(yù)會(huì)對(duì)市場(chǎng)參與者產(chǎn)生預(yù)期效應(yīng)，通過(guò)影響投資者的投資行為達(dá)到改變匯率的目的。從式(7)可以看出如果中央銀行購(gòu)買了外國(guó)債券進(jìn)行沖銷干預(yù)，則投資者會(huì)認(rèn)為貨幣當(dāng)局將采取擴(kuò)張性的貨幣政策，這種對(duì)匯率貶值的預(yù)期，使得本國(guó)的利率高于外國(guó)的利率，進(jìn)而引起本國(guó)貨幣的貶值。

2．匯率生成的微觀結(jié)構(gòu)模型

外匯市場(chǎng)是一個(gè)有組織的場(chǎng)外交易市場(chǎng)，在這個(gè)市場(chǎng)里，眾多交易者(大多是銀行)隨時(shí)準(zhǔn)備購(gòu)買和出售以外幣計(jì)值的存款。外匯市場(chǎng)的交易可分為兩個(gè)階段:第一個(gè)階段是普通交易者通過(guò)各種途徑直接了解經(jīng)濟(jì)基本面的情況，根據(jù)這些信息，普通交易者決定其在外匯市場(chǎng)上的交易需求，即交易者的訂單提交行為，它分為知情交易者和不知情交易者的訂單提交行為;第二個(gè)階段是從事外匯交易的銀行從訂單流的變動(dòng)上得出關(guān)于經(jīng)濟(jì)基本面以及市場(chǎng)動(dòng)態(tài)等方面的信息，并進(jìn)而根據(jù)這些信息來(lái)決定如何對(duì)外匯進(jìn)行報(bào)價(jià)，從而影響到了匯率的生成。

Reitz和Taylor[13]假定即期匯率為一個(gè)對(duì)數(shù)線性價(jià)格函數(shù)，其中t+1時(shí)刻的匯率變化可以表示為一個(gè)來(lái)自于知情交易者和不知情交易者的凈訂單流的函數(shù)，并加上一個(gè)白噪音項(xiàng)，表達(dá)式為:

其中，st表示t時(shí)刻即期匯率的對(duì)數(shù)，它表示以外幣為單位的本國(guó)貨幣的價(jià)格，ak表示由交易者決定的反應(yīng)系數(shù)。DIt，DUt表示分別來(lái)自于知情交易者和不知情交易者的凈訂單流。由式(8)可以看出可區(qū)分匯率變化的三種來(lái)源:第一，噪音項(xiàng)εt+1捕捉了直接影響交易者定價(jià)決策的公開有效信息;第二，公開的有效消息通過(guò)誘導(dǎo)訂單流進(jìn)行操作，即知情交易者的訂單提交行為;第三，匯率變化由訂單流引起，而與公開的有效消息無(wú)關(guān)，即不知情交易者的訂單提交行為。Evans和Lyons[14]發(fā)現(xiàn)三種來(lái)源都能顯著地解釋所觀察匯率的變動(dòng)。

風(fēng)險(xiǎn)中性的投機(jī)者提交訂單取決于預(yù)期的超額收益。外匯市場(chǎng)預(yù)期的超額收益包括匯率和利率差的預(yù)期變動(dòng)。根據(jù)非抵補(bǔ)的利率平價(jià)(UIP)理論，預(yù)期的未來(lái)匯率變動(dòng)率等于兩國(guó)貨幣利率之差，在非抵補(bǔ)利率平價(jià)成立時(shí)，如果本國(guó)利率高于外國(guó)利率，則意味著市場(chǎng)預(yù)期本幣在遠(yuǎn)期將要貶值;再例如，在非抵補(bǔ)利率平價(jià)已經(jīng)成立的情況下，如果本國(guó)貨幣當(dāng)局提高利率，則當(dāng)市場(chǎng)預(yù)期未來(lái)的即期匯率不變時(shí)，本幣的即期匯率將升值。然而，當(dāng)計(jì)算預(yù)期的匯率變動(dòng)時(shí)，因投機(jī)者獲取信息的不同從而使預(yù)期的匯率變動(dòng)也會(huì)受到影響。

在現(xiàn)實(shí)世界中的金融市場(chǎng)，不知情交易者就相當(dāng)于技術(shù)交易者。盡管存在大量不同的技術(shù)交易規(guī)則，但是這些預(yù)測(cè)方法通常都依賴于歷史匯率?？紤]到技術(shù)交易的重要部分依賴于趨勢(shì)跟蹤和外推方法[15]，因此不知情交易者的訂單可以構(gòu)建為一個(gè)關(guān)于滯后一期的函數(shù)再加上一個(gè)利率差項(xiàng):

其中，r*t，rt分別代表外國(guó)貨幣和本國(guó)貨幣存款的利率，aU，bU為常數(shù)。

知情交易者根據(jù)匯率基本面的分析來(lái)預(yù)期未來(lái)匯率的變動(dòng)。一般來(lái)說(shuō)，這歸結(jié)為一個(gè)時(shí)變的長(zhǎng)期均衡值ft的計(jì)算。首先，如果匯率和其時(shí)變的長(zhǎng)期均衡值ft之間的距離增加，那么基本面分析就錯(cuò)誤地預(yù)測(cè)了匯率變動(dòng)的符號(hào)，ft-st的差代表了可用于投機(jī)目的的暫時(shí)性偏差，如果匯率趨勢(shì)偏離基本均衡值，那么交易者將面臨基本面風(fēng)險(xiǎn)，并且違背趨勢(shì)可能造成大量的損失，因此知情交易者變得越來(lái)越不愿意提交訂單;相反，如果偏差很小，基本面分析則提供了正確的預(yù)測(cè)，匯率會(huì)恢復(fù)均衡值，因此可以合理的假設(shè)，可用于投機(jī)目的的暫時(shí)性偏差會(huì)對(duì)匯率的變動(dòng)產(chǎn)生影響。其次，貨幣當(dāng)局在外匯市場(chǎng)上的交易活動(dòng)會(huì)影響知情交易者的訂單提交行為。如果貨幣當(dāng)局出售廣泛被認(rèn)為高估的貨幣，則它揭示了其更低匯率的承諾。在市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)文獻(xiàn)中，認(rèn)為央行具有關(guān)于匯率基本價(jià)值的信息優(yōu)勢(shì)，因?yàn)樗鼈兲崆坝^察到基本面數(shù)據(jù)序列的更新，并且能夠評(píng)估它們對(duì)未來(lái)匯率收益的影響。知情交易者根據(jù)央行干預(yù)所發(fā)出的協(xié)調(diào)信號(hào)，相信匯率將要恢復(fù)到它的基本均衡值，從而參與交易。市場(chǎng)越來(lái)越多地側(cè)重于基本面，因此干預(yù)被認(rèn)為是協(xié)調(diào)交易者預(yù)期的手段，并影響知情交易者的訂單提交行為。因此知情交易者的訂單可以寫為:

其中，aI為反應(yīng)系數(shù)，r*t，rt分別代表外國(guó)貨幣和本國(guó)貨幣存款的利率，intt表示貨幣當(dāng)局在外匯市場(chǎng)上的干預(yù)操作，bI，cI為常數(shù)。

結(jié)合方程(8)—(10)，決定匯率生成的理論模型可以寫為:

其中，ω=akaU，δ=akaI，η=ak(bU+bI)，φ=akcI

綜合以上討論，人民幣匯率波動(dòng)的影響因素包括上一期的匯率、利率、匯率的暫時(shí)性偏差、貨幣供應(yīng)量、實(shí)際GDP以及中央銀行的外匯干預(yù)。結(jié)合方程(6)和(11)，匯率的干預(yù)和影響模型可表示如下:

其中，△表示一階差分算子，st，mt，m*t，yt，y*t分別為 St，Mt，M*t，Yt，Y*t的自然對(duì)數(shù)，intt為中央銀行的外匯干預(yù)變量，d1，d2，d3，d4，d5為各經(jīng)濟(jì)變量的滯后階數(shù)。

三、建立我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)的影響因素模型

1．變量選擇與處理

雖然外匯交易可以涉及任何兩種貨幣，但大多數(shù)銀行間的交易都主要是和美元的交換，美元在外匯交易中充當(dāng)著載體貨幣的作用，并且中美兩國(guó)已互為第二大貿(mào)易伙伴，中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)依存日益緊密，同時(shí)鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)為例來(lái)研究影響人民幣匯率波動(dòng)的具體因素。本文使用的樣本期間為1995年1月至2012年6月，涉及到6種數(shù)據(jù):匯率、利率、貨幣供應(yīng)量、實(shí)際收入、央行干預(yù)變量以及匯率基本均衡值ft。

(1)匯率、利率和貨幣供應(yīng)量

本文采用直接標(biāo)價(jià)法表示的人民幣兌美元匯率的月度平均值，①本文數(shù)據(jù)如無(wú)特殊說(shuō)明，中國(guó)數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)(宏觀月度庫(kù))》，www.cei.gov.cn;美國(guó)數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)際貨幣基金組織IMF出版的《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》(International Financial Statistics，IFS)。記為St，取對(duì)數(shù)后用小寫字母表示記為st;中國(guó)利率采用一年期的存款利率，美國(guó)采用一年期的聯(lián)邦基金利率，分別記為rt，r*t;中國(guó)和美國(guó)的貨幣供應(yīng)量均采用狹義的貨幣供應(yīng)量M1，為了統(tǒng)一，將美國(guó)的貨幣供應(yīng)量轉(zhuǎn)換成人民幣(億元)，即M1*t×St，分別記為 Mt，M*t，取對(duì)數(shù)后用小寫字母表示，分別為mt，m*t。本文將匯率取對(duì)數(shù)差分后的序列，即△st作為因變量，△st近似于匯率的增長(zhǎng)率序列。

(2)實(shí)際收入

實(shí)際收入采用各國(guó)的實(shí)際GDP。美國(guó)實(shí)際季度GDP來(lái)自于《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》 (International Financial Statistics，IFS)，以2005年為基期的不變價(jià)，單位是十億美元;由于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局發(fā)布季度名義累計(jì)GDP、實(shí)際累計(jì)GDP同比增長(zhǎng)率以及2011年后實(shí)際當(dāng)季GDP環(huán)比增長(zhǎng)率，所以需要進(jìn)行數(shù)據(jù)處理才能得到中國(guó)以2005年為基期的實(shí)際GDP序列。本文首先由2011年實(shí)際當(dāng)季GDP環(huán)比增長(zhǎng)率和2011年1季度GDP數(shù)據(jù)推算出2011年各季的實(shí)際值，并轉(zhuǎn)換成季累計(jì)值;然后根據(jù)2011年各季的實(shí)際累計(jì)值和實(shí)際累計(jì)GDP同比增長(zhǎng)率，向前向后推算各年的實(shí)際季度累計(jì)GDP，得到2011年不變價(jià)的累計(jì)GDP序列，并將其轉(zhuǎn)換為當(dāng)季值;進(jìn)一步轉(zhuǎn)換為以2005年為基期的實(shí)際GDP序列。為了統(tǒng)一，將美國(guó)的實(shí)際GDP序列轉(zhuǎn)換成人民幣(億元)，即Y*t×10×St。

最后將中美兩國(guó)的實(shí)際季度GDP序列通過(guò)插值方法轉(zhuǎn)換成月度數(shù)據(jù)，仍記為Yt，Y*t，取對(duì)數(shù)后用小寫字母表示為yt，y*t。

(3)干預(yù)變量

由于中央銀行不對(duì)外公布外匯干預(yù)的具體數(shù)據(jù)，所以需要尋找央行外匯干預(yù)的替代變量。在國(guó)內(nèi)的一些關(guān)于外匯干預(yù)效果的研究中，大都采用外匯儲(chǔ)備的變化量作為外匯干預(yù)量的替代變量，如桂詠評(píng)[16]在研究信號(hào)渠道的外匯干預(yù)有效性時(shí)就采用外匯儲(chǔ)備的月度數(shù)據(jù)作為累積干預(yù)變量，陸志明和程實(shí)[17]實(shí)證研究外匯干預(yù)與就業(yè)、宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系時(shí)采用外匯儲(chǔ)備的凈增長(zhǎng)率作為外匯干預(yù)數(shù)據(jù)的替代變量。因此，本文采用外匯儲(chǔ)備的對(duì)數(shù)差分序列來(lái)近似月度增長(zhǎng)率作為中央銀行的外匯干預(yù)變量，記為intt。

(4)匯率基本均衡值ft的度量

本文假定匯率的基本均衡值ft可由基于相對(duì)消費(fèi)者價(jià)格的購(gòu)買力平價(jià)水平進(jìn)行準(zhǔn)確地度量。相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)水平的主要含義是，匯率的變動(dòng)由兩國(guó)相對(duì)通貨膨脹率決定的，以某個(gè)時(shí)點(diǎn)的市場(chǎng)匯率為基準(zhǔn)，然后考察之后時(shí)期內(nèi)兩國(guó)匯率的變化是否反映了物價(jià)水平的變化。Takagi[18]從調(diào)查的數(shù)據(jù)中提供證據(jù)表明外匯市場(chǎng)參與者接受購(gòu)買力平價(jià)水平作為一個(gè)長(zhǎng)遠(yuǎn)的有效關(guān)系，并且購(gòu)買力平價(jià)水平的估計(jì)經(jīng)常作為“公允價(jià)值”的標(biāo)志。此外，購(gòu)買力平價(jià)水平作為匯率基本均衡價(jià)值ft的度量也符合研究中央銀行的干預(yù)，因?yàn)樨泿女?dāng)局將購(gòu)買力平價(jià)作為一個(gè)目標(biāo)水平[19]。本文中構(gòu)建 ft=lnCPItUS-ln CPItCN作為購(gòu)買力平價(jià)基礎(chǔ)的度量。美國(guó)的基期CPIUS月度數(shù)據(jù)來(lái)自于IFS(2005年1月=100)，中國(guó)的CPICN月度數(shù)據(jù)由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的CPI同比價(jià)格指數(shù)和CPI環(huán)比價(jià)格指數(shù)進(jìn)行推算，得到以2005年1月為基期的(2005年1月=100)中國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI的基期月度序列。

2．?dāng)?shù)據(jù)檢驗(yàn)

為避免偽回歸，首先對(duì)參與模型的各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn)，匯率的對(duì)數(shù)差分序列△st和中央銀行外匯干預(yù)變量intt是平穩(wěn)的，兩個(gè)變量均為I(0)序列。中美利率差(rt-r*t)、匯率的暫時(shí)性偏差(ft-st)、貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù)差(mt-m*t)、實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)差(y*tyt)均是1階差分平穩(wěn)的，即都是I(1)序列。進(jìn)一步檢驗(yàn)得到以上各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3．基于EGARCH過(guò)程的匯率波動(dòng)的干預(yù)與影響因素模型

根據(jù)匯率決定理論和外匯干預(yù)理論的分析得出本文的理論模型(12)，利用最小二乘法對(duì)方程(12)進(jìn)行估計(jì)發(fā)現(xiàn)，方程(12)的各個(gè)系數(shù)不僅在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的，而且對(duì)殘差進(jìn)行診斷性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在明顯的ARCH效應(yīng)，回歸殘差平方存在序列相關(guān)。

圖1 利用最小二乘法估計(jì)方程得到的殘差序列

對(duì)圖1的殘差序列分析可知，小的殘差和大的殘差成群出現(xiàn)，在1996—2004年之間殘差很小，基本上在零上下波動(dòng)。2005年7月啟動(dòng)匯改，殘差出現(xiàn)了大的波動(dòng)，隨后的2007—2008年上半年殘差聚集在零以下波動(dòng)，而2008年下半年—2010年上半年殘差又聚集在零以上波動(dòng)。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)各經(jīng)濟(jì)變量對(duì)匯率波動(dòng)的沖擊存在非對(duì)稱效應(yīng)?？紤]到EGARCH過(guò)程能夠模擬變量沖擊的非對(duì)稱效應(yīng)，因此本文建立EGARCH模型如下:

其中，σ2t是εt的條件方差，式(14)左邊是條件方差的對(duì)數(shù)，這意味著杠桿影響是指數(shù)的，而不是二次的，所以條件方差的預(yù)測(cè)值一直是非負(fù)的。根據(jù)上述模型，使用1995年1月—2012年6月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)結(jié)果如下:

均值方程:

方差方程:

在上述EGARCH模型中，αi的滯后階數(shù)p=1，其估計(jì)值為1.39，非對(duì)稱項(xiàng)λk的滯后階數(shù)r=1，其估計(jì)值為0.34，當(dāng)t－1＞0時(shí)，該信息沖擊對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)有一個(gè)1.39+0.34=1.73倍的沖擊;當(dāng)t－1＜0時(shí)，該信息沖擊對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來(lái)的沖擊大小為1.39+0.34×(-1)=1.05倍。說(shuō)明等式右端各變量的變化帶來(lái)的沖擊效應(yīng)是非對(duì)稱性的。

四、我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)的影響因素分析

根據(jù)彈性價(jià)格貨幣理論和匯率生成的微觀結(jié)構(gòu)模型的理論分析，本文使用1995年1月—2012年6月數(shù)據(jù)建立了我國(guó)匯率波動(dòng)的影響因素模型。圖2是2005年以來(lái)人民幣匯率的曲線圖。從圖2可以看出，其走勢(shì)一路下降，即人民幣一直處于升值狀態(tài)，在2012年開始趨平，并略有上揚(yáng)，也就是出現(xiàn)了貶值的狀態(tài)。下面結(jié)合方程(15)和(16)的估計(jì)結(jié)果對(duì)各影響匯率波動(dòng)的因素進(jìn)行分析。

1．匯率的適應(yīng)性預(yù)期是影響匯率波動(dòng)的最重要因素

在方程(15)中，人民幣匯率的前期△st－1的系數(shù)為0.88，表示當(dāng)前期匯率上升(或下降)1%，則當(dāng)期匯率將上升(或下降)0.88%。人民幣匯率是美元的人民幣價(jià)格，是一種資產(chǎn)價(jià)格。外匯市場(chǎng)參與者對(duì)外匯資產(chǎn)的需求完全取決于對(duì)不同資產(chǎn)預(yù)期收益率的比較，當(dāng)其他條件相同時(shí)，前一期人民幣匯率下降，此時(shí)外匯市場(chǎng)參與者預(yù)期人民幣升值，從而加速購(gòu)買人民幣，外匯市場(chǎng)上美元需求減少，人民幣供小于求，匯率繼續(xù)下降，人民幣將會(huì)持續(xù)升值。

2．暫時(shí)性偏差ft-st與匯率同方向波動(dòng)，影響較大

在方程(15)中，滯后2期的暫時(shí)性偏差ft-st的系數(shù)為0.48，即當(dāng)前兩個(gè)月ft-st的差為正時(shí)，即人民幣匯率低于匯率的均衡值時(shí)，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下跌，人民幣升值。根據(jù)前文所述，ft－st的差代表了可用于投機(jī)性目的的暫時(shí)性偏差，當(dāng)匯率偏離均衡時(shí)，交易者將面臨基本面風(fēng)險(xiǎn)，并且違背趨勢(shì)可能會(huì)造成大量的損失，此時(shí)知情交易者變得越來(lái)越不愿意提交訂單，匯率偏離均衡值就越大，但是由于得到信息存在滯后，因此暫時(shí)性偏差ft-st對(duì)匯率的影響要滯后兩個(gè)月。當(dāng)前人民幣處于持續(xù)的升值過(guò)程中，人民幣是低估還是高估成為中西方學(xué)者專家討論的熱點(diǎn)，美國(guó)當(dāng)局也在施加政治影響，促使人民幣升值。從圖3可以看出，暫時(shí)性偏差ft-st一直是負(fù)的，促使人民幣匯率下跌，人民幣升值。但是暫時(shí)性偏差ft-st越來(lái)越小，說(shuō)明隨著人民幣市場(chǎng)化程度越來(lái)越高，人民幣匯率將越來(lái)越趨向于均衡水平。

圖2 人民幣匯率St

圖3 暫時(shí)性偏差ft－st

3．外匯干預(yù)變量intt是影響匯率波動(dòng)的重要因素

在方程(15)中，滯后1期的外匯干預(yù)變量intt的系數(shù)為0.43，表明如果我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率1個(gè)月前上升1%，則人民幣匯率增長(zhǎng)率將上升0.43%，即貶值0.43%;這表明干預(yù)一定程度上減低了人民幣匯率的升值幅度，但不能完全抑制匯率的升值。反之，如果我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率下降1%，則人民幣匯率增長(zhǎng)率將下降0.43%，即升值0.43%。我國(guó)實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度，由于匯率波動(dòng)劇烈，為了將匯率維持在合理水平，避免人民幣升值過(guò)快，中央銀行尤其是2005年匯率制度改革以來(lái)對(duì)外匯市場(chǎng)進(jìn)行了頻繁的外匯干預(yù)，中央銀行直接在外匯市場(chǎng)上買賣美元資產(chǎn)，外匯儲(chǔ)備不斷增長(zhǎng)，2011年中國(guó)的外匯儲(chǔ)備相當(dāng)于當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的42%，2012年6月中國(guó)持有超過(guò)3.24萬(wàn)億美元的外匯儲(chǔ)備，如果此時(shí)中央銀行同時(shí)在國(guó)內(nèi)采取公開市場(chǎng)操作等貨幣政策工具來(lái)抵消前者對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響，即為沖銷式干預(yù)，此時(shí)基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量不變，國(guó)內(nèi)價(jià)格不變，美元需求增加，人民幣貶值，匯率上升;反之，當(dāng)中央銀行采取非沖銷式干預(yù)時(shí)，在外匯市場(chǎng)上買入美元資產(chǎn)，使得市場(chǎng)上貨幣供應(yīng)量增加，在其他條件不變的情況下，國(guó)內(nèi)價(jià)格將隨之上升，人民幣也出現(xiàn)貶值，匯率上升。從圖4可以看出，外匯干預(yù)變量intt基本處于零線以上，但是2011年以來(lái)在零線上下波動(dòng)，說(shuō)明我國(guó)中央銀行的外匯干預(yù)措施較為頻繁，并取得成效。

4．中美利率差是影響匯率波動(dòng)的因素，但影響較小

中央銀行的沖銷干預(yù)會(huì)對(duì)市場(chǎng)參與者產(chǎn)生預(yù)期效應(yīng)，通過(guò)影響投資者的投資行為達(dá)到改變匯率的目的。如果中央銀行購(gòu)買了美元債券進(jìn)行沖銷干預(yù)，則投資者會(huì)認(rèn)為央行將采取擴(kuò)張性的貨幣政策，這種對(duì)匯率貶值的預(yù)期，使得本國(guó)的利率高于美國(guó)的利率，進(jìn)而引起人民幣的貶值，在方程(15)中，滯后2期的中美利率差rt-r*t的系數(shù)為0.003，說(shuō)明模型的估計(jì)結(jié)果與理論分析相一致。從圖5可以看出，中美利率差除了1998—2001年和2005—2007年上半年，其余時(shí)期都處于零線以上，說(shuō)明這些時(shí)期本國(guó)利率一直高于美國(guó)利率，應(yīng)該會(huì)引起人民幣貶值，但是由于系數(shù)較小，所以影響較小。

圖4 外匯干預(yù)變量intt

圖5 中美利率差，rt－r*t

5．中美貨幣供應(yīng)量差也是影響匯率波動(dòng)的因素，影響也較小

在方程(15)中，滯后1期中美貨幣供應(yīng)量(對(duì)數(shù))差mt-m*t的系數(shù)為0.2，表明前1個(gè)月mt-m*t的差為正時(shí)，即中國(guó)貨幣供應(yīng)量高于美國(guó)貨幣供應(yīng)量時(shí)，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下跌，人民幣升值，但是影響較小。從圖6可以看出，中美貨幣供應(yīng)量(對(duì)數(shù))差(mt-m*t)基本處于上升趨勢(shì)，在2006年開始才出現(xiàn)正值，也即2006年后中國(guó)貨幣供應(yīng)量才高于美國(guó)貨幣供應(yīng)量，應(yīng)該產(chǎn)生貶值效應(yīng)，和利率差同樣的原因，由于系數(shù)較小，所以影響也較小，對(duì)人民幣匯率走勢(shì)的影響不顯著。

6．中美GDP差是影響匯率貶值的較為重要的因素

在方程(15)中，滯后1期中美GDP(對(duì)數(shù))差yt-y*t的系數(shù)為-0.31，表明前1個(gè)月yt-y*t的差為負(fù)時(shí)，即中國(guó)GDP低于美國(guó)GDP時(shí)，匯率上升，人民幣貶值;反之，匯率下降，人民幣升值。從圖7可以看出，中美GDP(對(duì)數(shù))差yt-y*t基本處于上升趨勢(shì)，雖然仍然是負(fù)的，但是中美GDP差yt-y*t一直處于縮小的狀態(tài)。

由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度高于美國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度，因此中美GDP差yt-y*t仍會(huì)不斷縮小，也就是說(shuō)中美GDP差促使人民幣貶值的影響會(huì)越來(lái)越小。

圖6 中美貨幣供應(yīng)量(對(duì)數(shù))差，mt－mt

圖7 中美GDP(對(duì)數(shù))差，yt－y*t

五、結(jié)論和政策建議

本文基于彈性價(jià)格貨幣理論和匯率生成的微觀結(jié)構(gòu)模型，構(gòu)建了包含人民幣匯率、利率、貨幣供應(yīng)量、實(shí)際收入、央行干預(yù)變量以及匯率基本均衡值ft的線性回歸模型，并應(yīng)用EGARCH過(guò)程，衡量了市場(chǎng)的信息沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的非對(duì)稱影響。結(jié)果表明，利率、貨幣供應(yīng)量、實(shí)際收入、央行的外匯干預(yù)都會(huì)對(duì)匯率波動(dòng)產(chǎn)生顯著性的影響。

在金融危機(jī)的影響逐步消退后，無(wú)論是出于外部政治需要，還是追求本國(guó)利益，人民幣的一次性升值不可能根本上改善中國(guó)與西方經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易狀況。綜合世界各國(guó)匯改的歷史經(jīng)驗(yàn)和我國(guó)的特殊國(guó)情，中國(guó)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(guó)際金融體系發(fā)展的需要。而這首要的問(wèn)題就是人民幣的市場(chǎng)化，央行應(yīng)適度減少外匯干預(yù)，實(shí)現(xiàn)更加靈活的匯率政策。從2009年啟動(dòng)人民幣跨境結(jié)算開始，人民幣國(guó)際化腳步越來(lái)越快，人民幣匯率市場(chǎng)化決定程度越高，人民幣匯率就越趨向于均衡水平。人民幣匯率受到國(guó)內(nèi)外各種經(jīng)濟(jì)因素的影響，隨著未來(lái)人民幣匯率波動(dòng)幅度區(qū)間逐漸擴(kuò)大，人民幣匯率雙向浮動(dòng)“需求強(qiáng)烈”，人民幣匯率將保持相對(duì)穩(wěn)定，人民幣升值幅度將不會(huì)超過(guò)預(yù)期。

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