谷家奎 陳守東

（1.中國中投證券 博士后科研工作站，廣東 深圳518048；2.吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林 長春130012）

一、引言

一國貨幣政策目標(biāo)除了經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)、物價(jià)穩(wěn)定及國際收支均衡以外，還需要具有穩(wěn)定一國貨幣幣值的作用?；谫徺I力平價(jià)理論，兩國貨幣購買力決定了兩國貨幣兌換的匯率，匯率作為兩國貨幣之間兌換的比率，體現(xiàn)了兩國貨幣的價(jià)格，因此在一定程度上將會受到兩國貨幣政策沖擊的影響。貨幣政策與財(cái)政政策作為政府調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段，發(fā)揮著不可缺少的作用，基于不同的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)，貨幣當(dāng)局在不同的時(shí)點(diǎn)采取的貨幣政策可能存在差異。中國和美國作為全球經(jīng)濟(jì)的重要參與者，在復(fù)雜多變的國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢下，均采取了相宜的貨幣政策。本文從中國和美國貨幣政策沖擊出發(fā)，研究了貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響作用。

二、文獻(xiàn)回顧與評述

匯率變動(dòng)的原因是復(fù)雜的，此問題也一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)。Obstfeld和Rogoff（1995）為解決匯率問題提出了一個(gè)新的框架，開創(chuàng)了新開放經(jīng)濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究，研究中將微觀基礎(chǔ)分析引入Mundell-Fleming模型，建立一個(gè)動(dòng)態(tài)的、不完全預(yù)期的、壟斷競爭的兩國模型，指出貨幣供應(yīng)量、政府支出、生產(chǎn)力變動(dòng)是決定匯率變動(dòng)的重要原因。基于貨幣主義的匯率決定理論，從貨幣政策的視角研究匯率變動(dòng)開拓了新的渠道。Mishkin（1995）研究了貨幣政策對匯率的傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為貨幣供給變動(dòng)能夠通過利率效應(yīng)對匯率產(chǎn)生影響，并通過匯率變動(dòng)作用于凈出口和產(chǎn)出。Krugman（1999）認(rèn)為貨幣政策獨(dú)立性、資本自由流動(dòng)和固定匯率制是三個(gè)不可調(diào)和的目標(biāo)，即存在“三元悖論”，各經(jīng)濟(jì)體只能實(shí)現(xiàn)這三個(gè)目標(biāo)中的兩個(gè)。

相關(guān)的理論模型討論了貨幣政策對匯率的影響關(guān)系，不過在理論與實(shí)證研究中，一國貨幣政策變化對本國匯率產(chǎn)生何種影響始終存在爭議。為了解釋浮動(dòng)匯率制度下匯率的異常波動(dòng)，Dornbusch（1976）提出了粘性價(jià)格貨幣模型，構(gòu)建一個(gè)包含商品市場、貨幣市場和國際資產(chǎn)市場的一般均衡模型，研究貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響，得到 “匯率超調(diào)”的結(jié)論。Kim和Roubini（2000）規(guī)避價(jià)格之謎、流動(dòng)性之謎等開放經(jīng)濟(jì)悖論，建立貨幣當(dāng)局的反應(yīng)函數(shù)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型來識別貨幣政策沖擊，認(rèn)為貨幣政策沖擊對匯率等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響與理論模型一致。此外，Obstfeld 和 Rogoff（1994）、Betts 和 Devereux（2000）等也支持了上述結(jié)論。然而，Grilli和Roubini（1996）等采用遞歸約束識別貨幣政策沖擊，發(fā)現(xiàn)緊縮貨幣沖擊下，本國貨幣產(chǎn)生長達(dá)三年的持續(xù)性升值，然后才出現(xiàn)貶值回調(diào)，即存在 “滯后性匯率超調(diào)之謎”。與之結(jié)論相似的研究還包括 Clarida 和 Gali（1994）、Leeper（1996）、Kim（2008）等?？梢姡嚓P(guān)研究的爭議主要存在于貨幣政策對于匯率變動(dòng)的沖擊是即時(shí)的還是存在一定的滯后期。

在研究貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)影響的實(shí)證分析方法上，VAR模型有其廣泛適用性，但容易產(chǎn)生價(jià)格之謎的悖論。伴隨著經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，越來越多的學(xué)者采用更為復(fù)雜的模型進(jìn)行研究。Kollmann（2002）、Chari等（2002）、Alvarez等（2002，2006）、Bergin（2006）等使用了動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE），研究貨幣政策沖擊對匯率波動(dòng)性和持久性的影響，得出與粘性價(jià)格貨幣模型一致的結(jié)論。Canova和Nicolo（2002）、Faust和 Rogers（2003）和 Uhlig（2005）最早采用符號約束方法，很好的識別了貨幣政策沖擊，因?yàn)槟Ｐ筒恍枰獙ν谟绊懢仃囀┘訃?yán)格的零約束。為了規(guī)避價(jià)格之謎，Scholl和Uhlig（2008）也采用符號約束方法研究發(fā)現(xiàn)各國匯率都發(fā)生了不同程度的超調(diào)，相對于短期約束識別策略增加了研究結(jié)果的可信性。

國內(nèi)關(guān)于這方面的研究不多，王愛儉和林楠（2007）在理論推演的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)人民幣名義匯率存在“先升值后貶值”的超調(diào)現(xiàn)象，與粘性價(jià)格貨幣模型的結(jié)論一致。趙文勝和張屹山（2012）通過采用短期約束和符號約束方法，研究了貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響，認(rèn)為中國緊縮貨幣政策相對于美國寬松貨幣政策對匯率變動(dòng)的解釋能力更強(qiáng)。張瀛和王弟海（2013）通過在兩國隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡模型中引入?yún)R率制度和貸款利率等因素，對特征事實(shí)以及人民幣匯率和美國量化寬松政策等問題進(jìn)行了分析。姚余棟、李連發(fā)和辛?xí)葬罚?014）通過構(gòu)建一個(gè)包含資本流動(dòng)擾動(dòng)的開放經(jīng)濟(jì)模型，考察了在通脹率與實(shí)際匯率雙重目標(biāo)下運(yùn)用利率與對沖干預(yù)工具的“雙目標(biāo)雙工具”貨幣政策框架。

三、貨幣政策沖擊理論模型

因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有很強(qiáng)的協(xié)同性，小規(guī)模的宏觀沖擊會導(dǎo)致大量的協(xié)同，而因子模型可以使數(shù)據(jù)更加真實(shí)可靠。在異質(zhì)性擾動(dòng)正交的假設(shè)下，因子模型可以使用主成分或最大似然估計(jì)方法來估計(jì)。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文研究中主要采用結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型①參考Luciani M.“Monetary policy and the housing market：A structural factor analysis”，Journal of applied econometrics，2013.。該模型由Forni等（2004）、Stock和 Watson（2005）等研究宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)最早采用。構(gòu)建的結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型，解決了變量指標(biāo)維數(shù)過大的問題，同時(shí)采用符號約束等方法識別模型的因子個(gè)數(shù)，相比于一般的FAVAR模型有其優(yōu)勢，因?yàn)閷σ蜃記]有r＝q的約束。

（一）結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型

本文構(gòu)建的結(jié)構(gòu)因子模型將經(jīng)濟(jì)波動(dòng)分解為結(jié)構(gòu)沖擊和特異沖擊兩個(gè)相互正交的變量，結(jié)構(gòu)沖擊會影響所有變量，即為共同沖擊因子，而特異沖擊只影響小部分變量。假設(shè)用xit表示標(biāo)準(zhǔn)化的宏觀經(jīng)濟(jì)變量（i＝1，2，…，N，t＝1，2，…，T），將xit分解為兩個(gè)相互正交的結(jié)構(gòu)沖擊成分χit和特異沖擊成分ξit，結(jié)構(gòu)沖擊成分是r個(gè)共同因子Fkt（k＝1，2，…，r）的線性組合，而Fkt又是由q維共同沖擊ujt（j＝1，2，…，q）引起的。因此模型可以表示為

其中，Λ是N×r維矩陣，A（L）是矩陣的滯后多項(xiàng)式，G是q維的r×q矩陣，ut～N（0，Q），ξt～（0，R）。結(jié)構(gòu)沖擊成分和特異沖擊成分在任何階滯后下都是不相關(guān)的。對Ft進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，使用包含有卡爾曼濾波算法的EM算法來進(jìn)行估計(jì)。首先估計(jì)第j次迭代中的（j）和參數(shù)，進(jìn)一步具體的迭代步驟如下：（1）通過卡爾曼濾波算法①參 考 Kim C J，Nelson C R.“State-space models with regime switching：classical and Gibbs-sampling approaches with applications”，1999.使用估計(jì)；（2）利用得到的使用最大似然估計(jì)得到參數(shù)；（3）不斷迭代直至過程趨于平穩(wěn)?；谒玫男畔?，我們有濾波過程（BasicFilter）和平滑過程（Smoothing）②由于篇幅限制，具體的濾波過程和平滑過程沒有詳細(xì)列出。。

（二）模型因子識別

模型共同因子個(gè)數(shù)的決定有很多不同的方法，本文主要使用Bai和Ng準(zhǔn)則以及Onatski測試來估計(jì)r和q的個(gè)數(shù)。

1.Bai和Ng的IC、PC準(zhǔn)則

在經(jīng)典因子分析中，估計(jì)因子個(gè)數(shù)的方法大都假定了某一維的大小是固定的。但是蒙特卡洛模擬表明這些方法在適當(dāng)大的N和T下都傾向于表現(xiàn)不好，基本原因是因?yàn)橛山?jīng)典因子模型發(fā)展而來的理論在N和T同時(shí)趨于無窮的時(shí)候不適用。采用Bai和Ng提出的IC和PC準(zhǔn)則來選擇決定參數(shù)的個(gè)數(shù)，可適用于N和T都比較大的情況。

首先，選取一個(gè)任意數(shù)k（k＜ min｛N，T｝），是k個(gè)因子在解決以下優(yōu)化問題時(shí)的估計(jì)值，，服從標(biāo)準(zhǔn)化的Λk′Λk/N＝Ik或者由N×N矩陣X′X的k個(gè)最大特征值相對應(yīng)的特征向量的倍構(gòu)成，標(biāo)準(zhǔn)化的表示＝XΛk/N，定義。于是，模型對因子個(gè)數(shù)的選擇就基于如下的原則：k＋1個(gè)因子對模型的匹配不差于k個(gè)因子，但是當(dāng)有更多因子的時(shí)候有效性會降低。然后，通過IC和PC準(zhǔn)則來估計(jì)r，r≤kmax。

2.Onatski檢驗(yàn)

Onatski檢驗(yàn)也是一種用來估計(jì)狀態(tài)空間模型因子個(gè)數(shù)的方法，主要是改進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中關(guān)于大因子模型因子個(gè)數(shù)的多種猜想，這個(gè)檢驗(yàn)可以被用來決定因子模型的點(diǎn)估計(jì)或者置信區(qū)間。

（三）模型變量的選擇與處理

結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型具有大維數(shù)變量處理的優(yōu)勢，因此本文試圖選用與貨幣政策和匯率變動(dòng)相關(guān)的盡可能多的變量指標(biāo)數(shù)據(jù)?；谥忻罃?shù)據(jù)的對稱性及可得性，我們選取的經(jīng)濟(jì)變量主要包括以下幾個(gè)大類：經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（1）、價(jià)格指數(shù)指標(biāo)（2）、貨幣供應(yīng)量指標(biāo)（3）、利率指標(biāo)（4）、銀行信貸指標(biāo)（5）、財(cái)政收支指標(biāo)（6）、金融市場指標(biāo)（7）、國際儲備指標(biāo)（8）、就業(yè)與工資指標(biāo)（9）、社會零售指標(biāo)（10）、對外貿(mào)易指標(biāo)（11）、匯率指標(biāo)（12）等共30個(gè)變量。指標(biāo)數(shù)據(jù)區(qū)間為2005m08-2013m12，相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行季度處理以去除季度因素影響。具體變量指標(biāo)如下表1所示：

表1 基本變量選擇表

（表1續(xù)）

四、中美貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)影響的比較分析

實(shí)證研究中主要關(guān)注人民幣兌美元匯率變動(dòng)受貨幣政策沖擊的影響機(jī)制，而匯率又是兩者貨幣價(jià)格比率的體現(xiàn)，因此本文分別從中國和美國貨幣政策沖擊出發(fā)，比較分析兩者貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的作用。

（一）中國貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響

分析中國貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響，首先需要通過模型估計(jì)得到貨幣政策沖擊。即基于前一部分模型估計(jì)方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，識別因子個(gè)數(shù)，最終獲得貨幣政策沖擊序列。在計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)時(shí)，通過一個(gè)q×q的矩陣來識別，然后基于選擇的數(shù)據(jù)識別因子個(gè)數(shù)r與因子沖擊個(gè)數(shù)q的數(shù)值。在IC和PC準(zhǔn)則都表現(xiàn)相同性質(zhì)的情況下，我們選擇IC1準(zhǔn)則作代表，Onatski檢驗(yàn)以及其方差和協(xié)方差結(jié)果表示如下表2所示。其中，是第i個(gè)特征值表示的矩陣x的方差百分比，R是Onatski統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中q-1個(gè)共同沖擊相比于q個(gè)沖擊的p值，是第i個(gè)特征值表示的矩陣x的方差協(xié)方差矩陣中的方差百分比，IC1是Bai和Ng的準(zhǔn)則。可以發(fā)現(xiàn)R值在q＝5的時(shí)候形成拐點(diǎn)，表明q在等于5后再增大不僅不能優(yōu)化模型，反而會減弱。同時(shí)觀察IC1準(zhǔn)則值，在r＝7時(shí)最小，因此我們最終得到中國貨幣沖擊的靜態(tài)共同因子個(gè)數(shù)r為7，共同沖擊個(gè)數(shù)q為5。

表2 貨幣政策沖擊因子個(gè)數(shù)r與因子沖擊q檢驗(yàn)值（中國）

結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型估計(jì)得到的中國貨幣政策沖擊ut的動(dòng)態(tài)路徑，如下圖1所示。圖中實(shí)線表示由EM算法估計(jì)后ut的時(shí)間序列圖，其中正值表示從緊的貨幣政策沖擊，負(fù)值表示寬松的貨幣政策沖擊，而灰色陰影表示由現(xiàn)實(shí)樣本中滿足符號約束的約束矩陣得到的68%的置信區(qū)間帶。我們發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策沖擊具有一定的正負(fù)交替性，整體偏寬松貨幣政策沖擊，并且估計(jì)得到的貨幣政策沖擊具有一定的持續(xù)性。

為了檢驗(yàn)中國貨幣政策沖擊對人民幣兌美元匯率變動(dòng)的真實(shí)影響，研究中我們將估計(jì)得到的貨幣政策沖擊設(shè)定為零，分析這種情況下匯率變動(dòng)與真實(shí)貨幣政策下匯率變動(dòng)的差別。圖2給出了匯改后貨幣政策沖擊為零時(shí)名義有效匯率指數(shù)、人民幣兌美元、人民幣兌日元、人民幣兌歐元匯率變動(dòng)的路徑。細(xì)線表示估計(jì)的中國貨幣政策沖擊為零后匯率變動(dòng)的動(dòng)態(tài)路徑，粗線表示了真實(shí)貨幣政策沖擊下匯率變動(dòng)的真實(shí)路徑。直觀上來看，人民幣匯率整體呈現(xiàn)不斷升值的態(tài)勢，并且貨幣政策沖擊對不同匯率變量確實(shí)產(chǎn)生了一定的影響。對于人民幣名義有效匯率，如果沒有貨幣政策沖擊的作用，在2008年金融危機(jī)和2012年期間人民幣名義有效匯率升值程度將會減緩，甚至產(chǎn)生小幅貶值，而在2013年期間匯率升值加劇。對于人民幣兌美元匯率，假定沒有貨幣政策沖擊的影響，在2007、2010和2011年末以及2013年后期，人民幣兌美元的升值程度將會得到緩解，不過2013年初的升值程度將會加劇。對于人民幣兌日元匯率，2008年金融危機(jī)后日元升值厲害，不過在2012年以后，日元再次展現(xiàn)強(qiáng)烈貶值的態(tài)勢，與此時(shí)日本寬松的貨幣政策有關(guān)。對于人民幣兌歐元匯率，雖然整體升值，不過在某些時(shí)間段也呈現(xiàn)了貶值現(xiàn)象。值得注意的是，中國貨幣政策沖擊對人民幣兌歐元匯率的影響與人民幣兌美元和兌日元的作用方向大致相反?？梢?，中國貨幣政策沖擊對人民幣匯率變動(dòng)的影響作用在不同的時(shí)間段甚至不同的外幣標(biāo)價(jià)匯率都有可能不同。

圖1 估計(jì)得到的貨幣政策沖擊圖（中國）

下面我們使用條件預(yù)測的方法來考察匯率變動(dòng)是否只源自于貨幣政策沖擊的變化。具體操作時(shí)將貨幣政策利率外的所有變量的作用都取消，使用條件預(yù)測的方法進(jìn)行運(yùn)算。此時(shí)真實(shí)貨幣政策與估計(jì)貨幣政策的不同不再局限于貨幣政策沖擊ut的不同，而考察所有沖擊的影響，即整個(gè)模型中系統(tǒng)沖擊和非系統(tǒng)沖擊全都包含在內(nèi)，此時(shí)貨幣政策沖擊不僅只是ut中所有q個(gè)沖擊的影響，還包含了ξt的沖擊的影響。實(shí)證結(jié)果分析是基于條件預(yù)測的方法來實(shí)現(xiàn)的，主要包括以下步驟：（1）通過部分?jǐn)?shù)據(jù)估計(jì)模型得到參數(shù)；（2）使用另一部分?jǐn)?shù)據(jù)基于使用kalman濾波估計(jì)新的因子t，繼而得到；（3）最后得到條件預(yù)測的模型，在條件預(yù)測模型基礎(chǔ)上，考察脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析結(jié)論。

圖3給出了只受到真實(shí)利率影響的各匯率指標(biāo)條件預(yù)測值與真實(shí)值的路徑。其中，實(shí)線表示只決定于貨幣政策利率的條件預(yù)測值，灰色陰影部分則表示真實(shí)的匯率變動(dòng)路徑。發(fā)現(xiàn)人民幣匯率條件預(yù)測值的變動(dòng)幅度總體小于真實(shí)值，中國貨幣政策具有一定的穩(wěn)定匯率波動(dòng)作用，即利率指標(biāo)外的其它實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量除部分時(shí)間段外，具有放大匯率波動(dòng)的作用。接下來具體分析人民幣四種不同標(biāo)價(jià)的匯率指標(biāo)，人民幣名義有效匯率的條件預(yù)測值在匯率變動(dòng)幅度較大時(shí)小于真實(shí)值，貨幣政策穩(wěn)定匯率作用有效，不過在2011年附近估計(jì)的條件預(yù)測值與真實(shí)值方向相反，也解釋為貨幣政策干預(yù)外匯市場的政策效應(yīng)無效。對于人民幣兌美元匯率，在2008年金融危機(jī)期間，估計(jì)的條件預(yù)測值明顯小于真實(shí)值，說明此時(shí)利率指標(biāo)外的實(shí)體經(jīng)濟(jì)加劇了人民幣兌美元升值，貨幣政策對匯率的影響效應(yīng)因?yàn)閷?shí)體經(jīng)濟(jì)的作用而弱化，不過在2012年人民幣兌美元真實(shí)值再次大幅升值期間，匯率的條件預(yù)測值卻顯著大于真實(shí)值，實(shí)體經(jīng)濟(jì)再次將貨幣政策沖擊的作用弱化，收縮了人民幣匯率升值的幅度。兩個(gè)區(qū)間貨幣政策對匯率變動(dòng)的影響作用不同，應(yīng)該與此時(shí)貨幣政策沖擊作用方向有關(guān)，前者時(shí)期貨幣政策沖擊為負(fù)向的偏寬松貨幣沖擊，后期時(shí)期貨幣政策沖擊為正向的偏緊貨幣沖擊，寬松貨幣政策導(dǎo)致本幣貶值，緊縮貨幣政策導(dǎo)致本幣升值的理論得到證實(shí)。人民幣兌日元匯率變動(dòng)的估計(jì)條件預(yù)測值與真實(shí)值動(dòng)態(tài)路徑比較一致，但是在部分區(qū)間升值貶值特征相反。對于人民幣兌歐元匯率，估計(jì)的條件預(yù)測值變動(dòng)幅度基本小于真實(shí)值，中國貨幣政策起到了穩(wěn)定幣值的作用。

圖2 貨幣政策沖擊為零與真實(shí)路徑比較（中國）

（二）美國貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響

與上一部分過程相似，本節(jié)我們選用美國相關(guān)的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)，來考察美國貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響。通過符號約束與IC和PC準(zhǔn)則及Onatski檢驗(yàn)，我們識別因子個(gè)數(shù)r＝7與因子沖擊個(gè)數(shù)q＝4，結(jié)果如下表3所示。

表3 貨幣政策沖擊因子個(gè)數(shù)r與因子沖擊q檢驗(yàn)值（美國）

q，r λxi R μx i IC1 5 0.043 3 0.095 3 0.053 7 -1.449 5 6 0.019 7 0.521 2 0.031 0 -1.628 3 7 0.014 5 0.297 5 0.018 2 -1.738 2

結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型估計(jì)得到的美國貨幣政策沖擊ut的動(dòng)態(tài)路徑，如下圖4所示。我們發(fā)現(xiàn)美國的貨幣政策沖擊同樣具有一定的正負(fù)交替性，并且更為頻繁，貨幣沖擊力度與持續(xù)性與中國相比較弱，不過仍然偏寬松的貨幣政策沖擊居多。

圖3 匯率只決定于利率的條件預(yù)測值（中國）

圖4 估計(jì)得到的貨幣政策沖擊圖（美國）

圖5給出了美國貨幣政策沖擊為零時(shí)匯率變動(dòng)的路徑。發(fā)現(xiàn)美國貨幣政策沖擊對美元匯率變動(dòng)基本不存在影響作用，與中國貨幣政策的沖擊作用存在一定差別。對于美元名義有效匯率，在2008年金融危機(jī)后大幅升值，以及2012年后期也存在小幅升值情形，其余時(shí)期總體貶值特征明顯，美國貨幣政策沖擊基本對實(shí)際有效匯率沒有作用。對于人民幣兌美元匯率，美元總體貶值，在2008年金融危機(jī)及2012年附近貶值嚴(yán)重，美國貨幣政策沖擊對該匯率亦基本沒有影響，僅在2012年初稍許促進(jìn)貶值。在2008金融危機(jī)直至2012年期間美元相對日元貶值，后期由于日本寬松貨幣政策的影響，日元再次貶值，美國貨幣政策沖擊在2012年期間可以減緩美元兌日元匯率的貶值，與人民幣兌美元匯率作用方向相反。歐元兌美元匯率貶值升值態(tài)勢交替進(jìn)行，尤其在2008年金融危機(jī)期間美元貶值嚴(yán)重，同時(shí)美國貨幣政策沖擊對該匯率基本沒有作用?？傮w來說，較于中國貨幣政策沖擊作用，美國貨幣政策沖擊對美元匯率變動(dòng)的影響微弱，甚至可以理解為基本沒有作用，說明美國貨幣政策確實(shí)達(dá)到了穩(wěn)定幣值的政策目標(biāo)，平穩(wěn)性較好。

圖6給出了受到真實(shí)利率影響的美國各匯率指標(biāo)條件預(yù)測值。發(fā)現(xiàn)美元匯率條件預(yù)測值的變動(dòng)幅度總體小于真實(shí)值，美國貨幣政策同樣具有一定的穩(wěn)定匯率波動(dòng)作用，利率指標(biāo)外的其它實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量除部分時(shí)間段外，具有放大匯率波動(dòng)的作用。具體分析四種不同標(biāo)記的匯率指標(biāo)，名義有效匯率的條件預(yù)測值在匯率變動(dòng)幅度較大時(shí)小于真實(shí)值，貨幣政策穩(wěn)定匯率作用基本有效，在2012年后期完全由貨幣政策決定的匯率應(yīng)該貶值，可是真實(shí)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)將匯率作用為小幅升值，可理解為貨幣政策干預(yù)外匯市場的政策效應(yīng)此時(shí)無效。對于人民幣兌美元匯率，在2008-2012年期間，估計(jì)的條件預(yù)測值絕對值明顯小于真實(shí)值，說明此時(shí)利率指標(biāo)外的實(shí)體經(jīng)濟(jì)加劇了人民幣兌美元升值。

圖5 貨幣政策沖擊為零與真實(shí)路徑比較（美國）

圖6 匯率只決定于利率的條件預(yù)測值（美國）

五、結(jié)論

本文從中國和美國貨幣政策沖擊出發(fā)，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)因子模型，研究了貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響作用，得出的結(jié)論主要包括以下幾個(gè)方面：

（1）基于選擇的模型與數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明中國貨幣政策沖擊具有一定的正負(fù)交替性和持續(xù)性，并且總體呈現(xiàn)偏寬松的貨幣政策沖擊。研究中還將貨幣政策沖擊設(shè)定為零與真實(shí)貨幣政策下匯率變動(dòng)比較，發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策沖擊確實(shí)對人民幣匯率變動(dòng)產(chǎn)生了一定影響。進(jìn)一步的將貨幣政策利率變量以外的沖擊設(shè)定為零，發(fā)現(xiàn)只有利率影響的匯率變動(dòng)幅度變小，也就是說中國貨幣政策起到了穩(wěn)定人民幣幣值的作用，不過實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳遞效應(yīng)可能在某些時(shí)點(diǎn)放大匯率波動(dòng)。

（2）估計(jì)的美國貨幣政策沖擊具有更為頻繁的正負(fù)交替性，貨幣政策沖擊同樣偏寬松。將美國貨幣政策沖擊設(shè)定為零時(shí)發(fā)現(xiàn)與真實(shí)值相比，基本沒有變化，即美國貨幣政策沖擊可能對美元匯率變動(dòng)沒有影響。將美國貨幣政策利率變量以外的沖擊設(shè)定為零，發(fā)現(xiàn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)對匯率變動(dòng)的影響較顯著，只有利率變化影響的匯率變動(dòng)路徑同樣較穩(wěn)定，美國貨幣政策穩(wěn)定幣值的政策目標(biāo)得到有效的實(shí)現(xiàn)。原因是多方面的，一方面可能是美元匯率本身穩(wěn)定性較好，貨幣政策對其干預(yù)的傳導(dǎo)機(jī)制較弱；另一方面可能是美國貨幣政策實(shí)施過程中，特別注重穩(wěn)定幣值的政策目標(biāo)，通過相關(guān)手段主動(dòng)減少對美元匯率的干預(yù)。

（3）文中比較分析了中國和美國貨幣政策沖擊對匯率變動(dòng)的影響，重點(diǎn)關(guān)注人民幣兌美元匯率的變動(dòng)。相對于美國貨幣政策沖擊，中國貨幣政策沖擊能夠更大程度的影響匯率變動(dòng)，并且不同時(shí)點(diǎn)偏緊縮或者寬松的貨幣政策沖擊對匯率的影響不同。兩者都將利率變量以外的沖擊設(shè)定為零，估計(jì)的人民幣兌美元匯率條件預(yù)測值變動(dòng)和真實(shí)的差別較大，尤其是2012年人民幣再次大幅升值期間，中國貨幣政策加速人民幣升值而美國貨幣政策放緩了人民幣升值?？傮w而言，兩國貨幣政策都基本實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)定幣值的政策目標(biāo)，不過美國貨幣政策在這方面似乎更為有效，這可能與美元的國際貨幣主導(dǎo)地位有關(guān)。

［1］Obstfeld M，Rogoff K.The Mirage of Fixed Exchange Rates［R］.National Bureau of Economic Research，1995：5191.

［2］Mishkin F S.Symposium on the Monetary Transmission Mechanism［J］.The Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：3-10.

［3］Krugman P.Balance Sheets，the Transfer Problem，and Financial Crises［C］//International Finance and Financial Crises.Springer Netherlands，1999：31-55.

［4］Dornbusch R.Expectations and Exchange Rate Dynamics［J］.The Journal of Political Economy，1976，84（6）：1161-1178.

［5］Kim S，Roubini N.Exchange Rate Anomalies in the Industrial Countries：A Solution with a Structural VAR Approach［J］.Journal of Monetary Economics，2000，45（3）：561-586.

［6］Obstfeld M，Rogoff K.Exchange Rate Dynamics Redux［R］.National Bureau of Economic Research，1994：4693.

［7］Betts C，Devereux M B.Exchange Rate Dynamics in a Model of Pricing-To-Market［J］.Journal of International Economics，2000，50（1）：215-244.

［8］Grilli V，Roubini N.Liquidity Models in Open E-conomies：Theory and Empirical Evidence［J］.European Economic Review，1996，40（3）：847-859.

［9］Clarida R，Gali J.Sources of Real Exchange-Rate Fluctuations：How Important are Nominal Shocks？［C］//Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy.North-Holland，1994，41：1-56.

［10］Leeper E M，Sims C A，Zha T，et al.What Does Monetary Policy Do？［J］.Brookings Papers on E-conomic Activity，1996，（5）：1-78.

［11］Kim S，Roubini N.Twin Deficit or Twin Divergence？Fiscal Policy，Current Account，and Real Exchange Rate in the US［J］.Journal of International Economics，2008，74（2）：362-383.

［12］Kollmann R.Monetary Policy Rules in the Open E-conomy：Effects on Welfare and Business Cycles［J］.Journal of Monetary Economics，2002，49（5）：989-1015.

［13］Chari V V，Kehoe P J，McGrattan E R.Can Sticky Price Models Generate Volatile and Persistent Real Exchange Rates？［J］.The Review of Economic Studies，2002，69（3）：533-563.

［14］Alvarez H，Steinbüchel A.Triacylglycerols in Prokaryotic Microorganisms［J］.Applied microbiology and biotechnology，2002，60（4）：367-376.

［15］Alvarez L J，Dhyne E，Hoeberichts M，et al.Sticky Prices in the Euro Area：A Summary of Micro Evidence［J］.Journal of the European Economic Association，2006，4（2-3）：575-584.

［16］Bergin P R.How well can the New Open Economy Macroeconomics Explain the Exchange Rate and Current Account？ ［J］.Journal of International Money and Finance，2006，25（5）：675-701.

［17］Canova F，De Nicolo G.Monetary Disturbances Matter for Business Fluctuations in the G-7［J］.Journal of Monetary Economics，2002，49（6）：1131-1159.

［18］Faust J，Rogers J H.Monetary Policy＇s Role in Exchange Rate Behavior［J］.Journal of Monetary Economics，2003，50（7）：1403-1424.

［19］Uhlig H.What are the Effects of Monetary Policy on Output？Results from an Agnostic Identification Procedure［J］.Journal of Monetary Economics，2005，52（2）：381-419.

［20］Scholl A，Uhlig H.New Evidence on the Puzzles：Results from Agnostic Identification on Monetary Policy and Exchange Rates［J］.Journal of International Economics，2008，76（1）：1-13.

［21］王愛儉，林楠.人民幣名義匯率與利率的互動(dòng)關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007，42（10）：56-67.

［22］趙文勝，張屹山.貨幣政策沖擊與人民幣匯率動(dòng)態(tài)［J］.金融研究，2012（8）：1-15.

［23］張瀛，王弟海.貨幣政策，匯率制度與貿(mào)易不平衡［J］.金融研究，2013（7）：16-30.

［24］姚余棟，李連發(fā)，辛?xí)葬?貨幣政策規(guī)則，資本流動(dòng)與匯率穩(wěn)定［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（1）：127-139.