■楊定華，封文華

一、引言與文獻綜述

2015年“8·11匯改”以來，人民幣匯率雙向波動的彈性增強，更易受到短期國際資本流動和匯率預期等因素的影響，從而比以往更容易出現(xiàn)匯率超調或異常波動的情形。雖然自2017年2月至2018年3月，人民幣匯率從6.9一路升值到6.2，漲幅達到11.2%，但是自2018年中美貿易摩擦開始以來，人民幣兌美元匯率的波動性顯著上升，每一輪美國宣布對華加征關稅后都會出現(xiàn)匯率大幅波動和貶值的情況。外匯市場參與者的人民幣貶值預期心理強烈，可能會加劇短期國際資本外流，長此以往極易引發(fā)重大金融風險。

中國央行進行匯率干預的方式主要包括實際干預和匯率溝通。前者主要是指央行通過在外匯市場進行外匯買賣操作，從而影響外匯市場供求關系，進而對人民幣匯率進行有效管理，后者主要是指央行通過官網(wǎng)發(fā)布有關匯率走向的文件以及央行相關領導人在新聞發(fā)布會、政策吹風會等公開場合發(fā)布有關匯率走勢的言論（黃憲和付英俊，2017）。隨著我國匯率市場化程度的加強，央行越來越重視通過市場溝通來傳達政策信息以進行預期管理，在當前復雜的國際環(huán)境下，匯率預期與短期國際資本流動無時無刻不牽動著人民幣匯率的波動，那么我國央行匯率干預對匯率預期的引導效果如何？央行匯率干預對短期國際資本流動的影響又是怎樣的？探討上述問題對于維持人民幣匯率的基本穩(wěn)定具有重要意義。

目前，國內外有關匯率干預、匯率預期及短期資本流動的研究主要集中在以下三個方面。一是央行匯率干預對匯率的影響。央行實際干預對匯率的影響方面，Mondal&Linkon（2014）的研究表明印度儲備銀行外匯干預與匯率之間存在波動溢出效應，前一時期外匯干預的波動性增加了當前匯率的波動性。隨著各國匯率政策的傾向轉變，國內外學者開始逐步轉向研究央行匯率溝通對匯率預期管理的影響。Fi?er&Horvath（2010）研究表明捷克中央銀行溝通和宏觀經濟新聞均可以熨平匯率波動，而利差的效果則與之相反。égert&Kocenda（2014）在前人的研究基礎上也發(fā)現(xiàn)宏觀經濟新聞和中央銀行溝通對中東歐新興市場貨幣匯率的影響效果顯著，而且當市場存在高度不確定性時，口頭匯率溝通就顯得尤為重要。國內部分學者研究發(fā)現(xiàn)，我國央行溝通與常規(guī)貨幣政策調整對人民幣匯率水平波動具有顯著影響，該影響具有明顯的非對稱效應，且在長期和短期內均有效（盧新生和孫欣欣，2017）。劉璐和丁劍平（2019）以中美匯率溝通聯(lián)動視角分析發(fā)現(xiàn)我國貨幣當局相較于美國貨幣當局更能有效引導實際有效匯率向合意方向發(fā)展。

二是匯率預期與短期國際資本流動之間的關聯(lián)性，相關文獻主要分為兩方面。一方面是短期國際資本流動對匯率的影響。Froot&Ramadorai（2005）的研究表明預期貨幣收益的中期變化與資本流動有關，而長期變化與宏觀經濟基本面有關。Hau et al.（2010）運用自然實驗提供了外生資本流動影響匯率的直接證據(jù)，發(fā)現(xiàn)由于MSCI世界股票指數(shù)權重增加而導致資本流入的國家通常情況下該國貨幣會升值。學者們還發(fā)現(xiàn)公共和私人資本流入都與實際有效匯率的升值有關，在私人資本流入中，投資組合投資對人民幣升值的影響最大，比外國直接投資對實際匯率升值的作用效果更明顯（Jongwanich&Kohpaiboon，2013；朱孟楠和閆帥，2016）。對于中國來說，短期國際資本流動已然成為影響人民幣匯率波動的重要影響因素（劉錚，2017），資本凈流入會導致外匯市場存在升值壓力（黃馳云和劉林，2011）。另一方面是關于匯率預期對資本流動的影響。國內學者（李宏和錢利，2011；張明和譚小芬，2013）認為人民幣匯率預期升值是我國短期國際資本流入的主要原因。除匯率預期之外，實際匯率的上升也是資本流入的推動力（姚余棟等，2014），但這種正效應并不具有長期性（陳創(chuàng)練等，2017）。但也有學者的研究結論與上述恰恰相反，趙進文和張敬思（2013）發(fā)現(xiàn)2005年“匯改”后人民幣的升值會導致我國短期國際資本流出，而隨著我國人民幣匯率形成機制的進一步完善，匯率對短期國際資本流動的沖擊作用逐步削弱（肖衛(wèi)國和蘭曉梅，2017）。

三是央行匯率干預與短期國際資本流動的關聯(lián)性，相關文獻相對較少，且學者觀點不一。謝海林等（2012）發(fā)現(xiàn)由于我國存在資本管制從而使得央行實行的一系列沖銷干預政策顯得無效。譚小芬和金玥（2017）則認為匯率貶值預期導致的資本外流會因央行收緊資本外流渠道而加劇。但潘敏和唐晉榮（2015）卻發(fā)現(xiàn)央行所采取的匯率反預期操作僅在經濟政策不確定時對短期國際資本流動存在有效抑制作用。Cavallino（2019）認為外匯干預能夠通過影響菲利普斯曲線進而緩解由資本流入造成的經濟衰退。

從現(xiàn)有文獻可知，在研究央行匯率干預預期管理作用方面，首先，國內外學者大多關注央行匯率干預對匯率本身的影響，極少涉及匯率預期。同時，雖有少數(shù)文獻將央行匯率溝通與外匯市場干預作用效果進行對比分析，但多是采用SVAR等線性模型進行探討，忽略了其間可能存在的非線性關系。其次，短期國際資本流動和匯率預期是影響匯率的重要因素，但是以往研究多是從實際干預入手探討央行外匯市場干預對二者的影響或是分析二者之間的相互關聯(lián)，并未分析央行匯率溝通對二者的影響。最后，以往學者均研究了匯率預期對資本流動的影響，但并未同時探討資本流動對匯率預期的影響?；谝陨喜蛔?，筆者從匯率溝通和實際干預兩種匯率干預方式入手，運用非線性MS—VAR模型探討了央行匯率干預對人民幣匯率預期及短期國際資本流動的動態(tài)影響，并對比分析央行匯率溝通與實際干預對二者的作用效果。而且，由于2015年“8·11匯改”客觀上明確了人民幣匯率的形成機制，匯率預期的形成方式也有所改變，筆者將從理論分析基礎上識別2011年—2019年間匯率預期形成方式的轉變。

二、理論分析

（一）現(xiàn)階段人民幣匯率預期形成機制識別

人民幣匯率預期形成機制具體可以劃分為四種，分別是理性預期形成模型、回歸預期形成模型、外推預期形成模型、自適應預期形成模型（李曉峰等，2011）。2015年“8·11匯改”前，人民幣持續(xù)單邊升值，郭紅和張吉鵬（2016）研究表明2009—2015年期間的人民幣匯率預期并非在理性預期基礎上形成，而是具有較強的自適應性。2015年“8·11匯改”啟動，人民幣匯率持續(xù)下跌，直至2017年中間價報價機制“逆周期因子”的引入，才打破了人民幣匯率持續(xù)下跌的格局，這在一定程度上中斷了預期自我強化、自我實現(xiàn)的惡性循環(huán)（管濤，2019）?，F(xiàn)階段，隨著我國匯率市場化程度的加深，人民幣匯率更多地反映經濟基本面的變化，因此可以認為近十年來，人民幣匯率預期經歷著從適應性預期向回歸預期轉變的過程。

適應性預期模型可以表示為：

回歸預期模型可以表示為：

（二）匯率預期管理的傳導機制

圖1為匯率預期管理的傳導機制。央行實際干預主要是通過央行在外匯市場的買賣操作影響供需狀況，進而影響匯率水平。除此之外，央行匯率溝通和實際干預還會通過信號渠道和協(xié)調渠道影響匯率預期與匯率。其中信號渠道是指央行通過向公眾發(fā)送政策意圖信號進而影響公眾匯率預期和匯率。參考Fratzscher（2008）的研究將匯率納入資產定價分析框架，如式（3）：

其中，θ為所預期的未來的貼現(xiàn)率，ft為資產價值，Ωt為市場參與者在t時期可獲得的宏觀經濟基本面信息和政策信息。該式表明，市場參與者可以通過所得信息來判斷政策制定者意圖，并據(jù)此調整匯率預期，進而改變市場交易行為，最終影響匯率水平。

協(xié)調渠道是指央行基于信息異質化來協(xié)調做市商的匯率預期，通過做市商報價影響市場參與者的預期，以期能在實際交易過程中實現(xiàn)對匯率的調控。參考Fratzscher（2008）給出的動態(tài)模型如式（4）：

其中，Em是做市商的預期，（it-i*t+ρ）為市場參與者根據(jù)利率平價理論所做出的匯率預期。因此，當央行實行匯率干預時，做市商會首先形成對匯率走勢的預期，并反映到報價中，從而引領公眾預期，進一步影響匯率水平。

現(xiàn)實中，政策制定者與市場參與者以及市場參與者之間均存在信息不對稱，而且市場中充斥的“噪音”，都會造成市場參與者對貨幣當局政策信息的曲解，從而形成錯誤的預期。因此，貨幣當局多渠道、及時的政策解讀以及外匯干預可以通過信號機制和協(xié)調機制引導匯率預期向政策制定者合意的方向發(fā)展。值得注意的是，當一國匯率預期水平變動時，一國的短期國際資本流動也會發(fā)生改變，從而影響匯率的波動。以往文獻也表明人民幣匯率預期升值是我國短期國際資本流入的主要原因，而短期國際資本流入對人民幣實際匯率的影響明顯（朱孟楠和閆帥，2016）。因此，可以認為央行匯率干預會通過影響匯率預期來影響短期國際資本流動，進而影響匯率水平。

圖1 匯率預期管理的傳導機制

三、模型設定和變量說明

（一）MS—VAR模型說明

MS（M）—VAR（p）模型在基礎 MS 模型上，可以根據(jù)均值、截距和自回歸參數(shù)系數(shù)的區(qū)制依賴性以及誤差項的異方差性來組合成16種MS—VAR模型。其中，被國內外學者較為廣泛應用的為均值調整模型（MSM—VAR）和截距依賴模型（MSI—VAR）。均值調整形式的VAR（p）可表示為：

其中，st∈（1，…，M）為不可觀測的區(qū)制變量，ut～NID（0，∑（st）），并且μ（st），A1（st），…，Ap（st），∑（st）是用來描述μ，A1，…，Ap（st），∑等參數(shù)隨區(qū)制（st）而變化的函數(shù)。式（5）呈現(xiàn)的是當區(qū)制發(fā)生轉換時，均值會發(fā)生跳躍性調整的情形，但是現(xiàn)實經濟中，往往也存在均值平滑過渡的狀況，此時便可使用如式（6）所示的截距依賴模型，式中v（st）表示隨區(qū)制變換的截距項。

在式（6）中，從區(qū)制i向區(qū)制j轉換的概率可以表示為：

（二）變量選取

為排除2008年全球金融危機對研究結果可能產生的影響，同時考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性，選取2011年7月—2019年11月為樣本區(qū)間，相關數(shù)據(jù)來源于央行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)以及Wind數(shù)據(jù)終端等。

1.央行匯率溝通變量與數(shù)據(jù)

參考朱寧等（2016）將央行溝通分為書面溝通和口頭溝通來進行整理。口頭溝通數(shù)據(jù)主要來源于央行官網(wǎng)和Wind數(shù)據(jù)終端，前者主要以查詢溝通窗口信息為主，后者則主要是通過在財經新聞一欄分別輸入“央行+匯率”和“升/貶值”來進行檢索。為避免溝通信息的遺漏，還通過百度和谷歌搜索“央行主要領導+匯率”來進行數(shù)據(jù)補充，對于同一溝通事件進行的重復報道，只記錄最早的新聞事件。文中涉及到的書面溝通文件主要包含官網(wǎng)發(fā)布的貨幣政策執(zhí)行報告（34項）、貨幣政策委員會例會記錄（33項）、中國金融穩(wěn)定報告（8項）以及央行年報（8項）。借鑒Fratzscher（2008）的做法，將對所涉及到的言論或書面報告對匯率預期的意圖引導走勢進行式（8）的賦值。

圖2 2010—2019年美元兌人民幣匯率中間價走勢圖

針對匯率升值和貶值背景判斷，主要是參考2010—2019年間美元兌人民幣匯率中間價走勢圖。如圖2所示，在2014年1月14日，美元兌人民幣匯率中間價達到整個樣本區(qū)間最小值6.0412，2017年1月4日達到6.9526，2018年4月2日達到6.2764，而在2018年11月1日和2019年3月21日又分別達到6.9670和6.6850?；诖?，劃分的人民幣升值時期為2011年7月1日—2014年1月14日、2017年1月5日—2018年4月2日及2018年11月2日—2019年3月21日，人民幣貶值時期為2014年1月15日—2017年1月4日、2018年4月3日—2018年11月1日和2019年3月22日—2019年11月30日。

表1 央行溝通分類統(tǒng)計（2011.07—2019.11）

表1為樣本區(qū)間內央行溝通事件的分類統(tǒng)計，統(tǒng)計結果顯示，其間我國央行總共進行了314次匯率溝通，其中書面溝通83次，口頭溝通231次，占比分別為26.43%、73.57%。為了得到匯率溝通的月度數(shù)據(jù)，在上述整理的央行溝通賦值基礎上，參考黃憲和付英?。?017）文獻的做法構建央行溝通信號如下：

其中，Signt為央行溝通信號，nt為前文所整理的一個月內的央行溝通賦值，Nt則為該月內總溝通次數(shù)。

2.央行實際干預

在實際干預的代理變量選取上，參考黃憲和付英?。?017）采用外匯儲備變動量來代替央行外匯實際干預，并對其取對數(shù)后做一階差分，用符號IAt來表示。

3.人民幣匯率預期變動

在香港離岸市場發(fā)展初期，考慮到NDF交易量大且受管制程度較低，多數(shù)學者利用NDF數(shù)據(jù)作為人民幣匯率預期的代理變量。但隨著CNH市場的發(fā)展，NDF市場交易規(guī)模逐步萎縮，尤其在“8·11匯改”之后，NDF日交易量遠小于CNH市場。在岸市場方面，CNY即期日交易量也遠超遠期市場。而且，闕澄宇和馬斌（2015）研究表明離岸匯率波動對在岸匯率波動的影響大于后者對前者的影響，因此可以認為離岸人民幣匯率對在岸人民幣匯率存在引導作用?；谏鲜鲈颍F(xiàn)階段選取離在岸人民幣即期匯率之差作為人民幣匯率預期代理變量更為合理。具體算法參考張曉莉等（2019）的做法，人民幣匯率預期EXP=（在岸人民幣匯率-離岸人民幣匯率）/在岸人民幣匯率×100，其中在岸人民幣匯率選取美元兌人民幣即期匯率，離岸人民幣匯率選取美元兌離岸人民幣即期匯率（USDCNH）的定盤價，均對上述日度數(shù)據(jù)取月度平均，相關原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)終端，取EXP差分數(shù)據(jù)作為人民幣匯率預期變動的最終數(shù)據(jù)，用DEXPt表示。

4.短期國際資本流動

短期國際資本流動的具體算法采用外匯儲備增加額扣除凈出口額和外商直接投資增加額得到。為了消除異方差，對上述變量數(shù)據(jù)取對數(shù)差分，短期國際資本流動用符號CFt來表示。

5.中國和美國利率差

鑒于兩國利差是影響短期國際資本流動的重要因素（王世華和何帆，2007），所以也將中美利差考慮在內。選取1年期全國銀行間同業(yè)拆借利率（Shibor）月度平均值與1年期美國聯(lián)邦基金利率（FFR）月度平均值之差來衡量中美利差，用DIt表示，Shibor和FFR數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

（三）模型設定

對變量做平穩(wěn)性檢驗結果表明均平穩(wěn)。通過對比VAR模型的信息準則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1。由于人民幣匯率預期具有較強的持續(xù)性，而且存在異方差性，加之央行溝通和實際干預均有意圖匯率升值和貶值兩種狀態(tài)，短期國際資本流動具有流入和流出兩種狀態(tài)，人民幣匯率預期也有預期升值和預期貶值兩種狀態(tài)，所以確定模型區(qū)制為2。對4種模型進行識別以確定最終模型形式。結果如表2所示，可以看出雖然MSIAH（2）—VAR（1）的對數(shù)似然值較大，但MSIH（2）—VAR（1）的其余信息準則最小，故最終選擇MSIH（2）—VAR（1）模型對央行匯率干預、人民幣匯率預期及短期國際資本流動的長期動態(tài)演變進行實證分析。

表2 模型的選擇

四、實證結果分析

（一）模型估計結果

表3 MSIH（2）—VAR（1）模型參數(shù)估計結果

采用Givewin進行回歸，結果如表3所示?？梢姴煌瑓^(qū)制下的截距項（V1和V2）和標準差（δ1和δ1）具有明顯的差異，表明中國央行溝通和實際干預與人民幣匯率預期之間的關系并非簡單的正或負相關關系，而是與我國的人民幣匯率預期波動水平有著較為緊密的關聯(lián)。從截距項看，在人民幣匯率預期方程（DEXPt）中，區(qū)制1的項系數(shù)小于區(qū)制2的系數(shù)，說明區(qū)制1和區(qū)制2分別代表我國人民幣匯率預期貶值和預期升值區(qū)間。從標準差看，在人民幣匯率預期方程（DEXPt）中，區(qū)制1的標準差總體上大于區(qū)制2的標準差，說明區(qū)制1表示人民幣匯率預期波動幅度較為劇烈的經濟系統(tǒng)，而區(qū)制2則表示人民幣匯率預期波動幅度較為平緩的經濟系統(tǒng)。

在央行溝通方程（Signt方程）中，滯后期的央行溝通和實際干預對當期溝通并無顯著影響，說明當期的匯率溝通不受前期匯率溝通以及外匯儲備變動的影響。滯后1期的中美利差對央行溝通具有一定程度的負向效應，意味著滯后1期的中美利差增加將會導致央行溝通指數(shù)下降，即央行更可能發(fā)布意圖引導匯率貶值的言論。滯后1期的短期國際資本流動對央行匯率溝通具有顯著的正向效應。在實際干預方程（IAt方程）中，實際干預具有“慣性”效應，前一期的實際干預對當期央行實際干預具有顯著的推動作用，滯后1期的匯率預期對實際干預具有一定程度的正向效應，意味著滯后1期的匯率預期升值將會使得央行增加外匯儲備以熨平匯率預期波動。在中美利差方程（DIt）中，中美利差具有“慣性”，前期的利差對當期利差存在拉動作用。除此之外，前期的實際干預對當期中美利差具有顯著的正向效應，說明前期外匯儲備的增加（IAt-1＞0），也會加大當期的中美利差。由此可見，央行對外匯市場的實際干預很有可能帶來中美兩國利差擴大等負作用，從而可能進一步引發(fā)短期國際資本的大量流動，加劇人民幣匯率預期的劇烈波動。在人民幣匯率預期方程（DEXPt）中，前期的央行溝通對當期人民幣匯率預期具有正向效用，意為央行意圖引導升值的溝通（Signt-1＞0）會使得當期人民幣匯率預期升值（DEXPt＞0）。滯后1期的實際干預對匯率預期的影響為負，即外匯儲備增加會產生匯率預期貶值的效應，這與理論預期相符。對比央行溝通和實際干預兩個變量的回歸系數(shù)的絕對值可知，后者系數(shù)的絕對值要大于前者系數(shù)的絕對值，這說明央行實際干預相較于央行匯率溝通對人民幣匯率預期的影響力度較大。在短期國際資本流動方程（CFt方程）中，滯后1期的短期國際資本流動對當期短期國際資本流動具有較為顯著的“抑制”作用。前期的人民幣匯率預期對短期國際資本流動具有一定程度的負向效應，意味著前期的人民幣匯率預期升值（DEXPt＞0）將會導致短期國際資本流動減少（CFt＜0），這似乎違背常識，可能原因是當匯率處于升值預期時，央行為了熨平匯率預期波動而采取的一系列干預措施導致短期國際資本流動的減少。

（二）區(qū)制特征

從圖3和表4中可以看出，有37.8個樣本位于區(qū)制1，主要是集中在“8·11匯改”之后，表現(xiàn)為人民幣匯率預期波動更強烈，且處于貶值區(qū)間，處于此階段的頻率為0.3820，平均持續(xù)期為8.53個月。有62.2個樣本位于區(qū)制2，多集中于“8·11匯改”之前，表現(xiàn)為匯率預期處于升值區(qū)間，處于此階段的頻率為0.6180，平均持續(xù)期為13.80個月。上述區(qū)制劃分與事實相符，比如“8·11匯改”使得人民幣匯率預期進入貶值通道，此外2018年3月開始，中美貿易摩擦的每一次升級都會使得人民幣匯率波幅加大，2019年上半年更是一度貶值，并于同年8月份跌破“7”這一心理關口。

圖3 區(qū)制概率圖

從表5區(qū)制轉換概率矩陣可以看出，當人民幣匯率預期處于貶值時，經濟系統(tǒng)維持在原區(qū)制的概率為0.8827，轉為匯率預期升值區(qū)制的概率為0.1173。而當人民幣匯率預期處于升值時，經濟系統(tǒng)維持在升值預期的概率為0.9275，由此過渡到預期貶值區(qū)制的概率為0.0725。以上結果表明，經濟系統(tǒng)一旦進入某一區(qū)制，就很難向另一區(qū)制轉移。

表4 區(qū)制屬性

表5 區(qū)制轉換概率矩陣

（三）脈沖響應分析

分別給定央行匯率干預、利差、匯率預期和短期國際資本流動一個標準差沖擊，探討匯率預期和短期國際資本流動在其他變量沖擊下的響應，并且比較在不同區(qū)制下其動態(tài)變化的差異性。

1.各變量沖擊下人民幣匯率預期的脈沖響應

圖4和圖5給出了人民幣匯率預期在各變量沖擊下的脈沖響應。當給央行溝通一個正向標準差沖擊（央行溝通意圖匯率升值）時，不同區(qū)制下匯率預期的響應趨勢大體相同，人民幣匯率預期均隨即產生正向響應，該響應程度逐步減弱，說明不論是在匯率預期貶值期間還是匯率預期升值期間，央行意圖引導人民幣升值的溝通均會使得人民幣匯率預期升值?？傮w來說，在不同的區(qū)制下，央行意圖引導匯率升值的溝通均能使人民幣預期走強，也就是說我國央行匯率溝通能夠引導匯率預期。該溝通效果在貶值預期區(qū)制內更強烈，這在一定程度上說明央行匯率溝通對匯率預期的作用效果具有非對稱性。

當給實際干預一個正向標準差沖擊（外匯儲備增加）時，在區(qū)制1下，人民幣匯率預期首先顯示正向反應，反應程度逐漸減弱，并在第1期后變?yōu)樨擁憫＿@說明央行采取的匯率干預操作在一個月后才會發(fā)揮理想效果，即實際干預存在時滯性。而區(qū)制2下的響應趨勢說明，當市場普遍存在升值預期時，且匯率預期波動平緩時，外匯儲備的增加使得匯率預期隨即產生貶值態(tài)勢，也就是此階段外匯市場干預可以有效引導匯率預期，這與我國現(xiàn)實相符。“8·11匯改”之前，市場參與者普遍持有人民幣升值預期，央行為了熨平匯率預期，多是采用外匯市場干預來進行匯率預期管理。但隨著我國匯率市場化程度的不斷提高，實際干預效果并不理想，反而加劇了匯率波動（朱寧等，2016），央行也逐步退出常態(tài)化干預。

給中美利差一個正向標準差沖擊（中美利差擴大），不同區(qū)制里，人民幣匯率預期均隨即產生正向響應，而且該響應程度逐步減弱，并在1個月后響應轉正為負，之后緩慢向0收斂。這說明中美利差的擴大會導致人民幣匯率預期升值，可能原因是中美利差的擴大，導致短期國際資本流入，使得人民幣匯率預期升值。

圖4 區(qū)制1下人民幣匯率預期的響應

圖5 區(qū)制2下人民幣匯率預期的動態(tài)變化

給短期國際資本流動一個正向標準差沖擊（短期國際資本流入），不同區(qū)制下的響應趨勢相似，但是區(qū)制1的響應程度更加強烈。如圖5所示，人民幣匯率預期均隨即產生正向響應，而且該響應程度先逐步增強，在1個月時達到最大值，而后逐步減弱，在2個月時轉正為負，負響應規(guī)模小于正響應規(guī)模?？傮w來說，不論是在匯率預期升值區(qū)制還是在貶值區(qū)制，短期國際資本的進一步流入均能促使人民幣匯率預期升值。

2.各變量沖擊下短期國際資本流動的脈沖響應

圖6和圖7給出了短期國際資本流動在各變量沖擊下的脈沖響應。給央行溝通一個正向的標準差沖擊（央行溝通意圖匯率升值），在區(qū)制1中，短期國際資本流動隨即產生正向響應，隨后分別在負響應和正響應出現(xiàn)峰值，而且正響應持續(xù)存在，這說明在人民幣匯率預期貶值區(qū)間時，央行意圖引導人民幣升值的溝通會使得短期國際資本呈現(xiàn)先流入再流出而后又流入的態(tài)勢，但總體而言導致的是短期國際資本流入。這意味著，匯率預期貶值期間，央行溝通能夠有效引導匯率預期，并引致短期資本內流。而在區(qū)制2中，面臨同等沖擊，雖然響應趨勢與區(qū)制1相似，但與前者相比，短期國際資本流出規(guī)模較大，這意味著升值預期期間內，央行若正向溝通雖會使得短期資本相對流出，卻能夠緩和由匯率預期升值帶來的短期國際資本流入。

給實際干預一個正向標準差沖擊（外匯儲備增加），在匯率預期貶值區(qū)間，短期國際資本流動先流出后流入，可能原因是：一方面，當市場參與者普遍認為匯率貶值預期時，避險心理驅使人們更愿意持有外幣，從而導致資本外流；另一方面，當人們觀測到央行外匯儲備增加時，市場參與者可能會誤以為央行意圖匯率貶值，起初會加劇資本外流，但當人們意識到央行意不在此時，短期資本就會緩慢回流。在區(qū)制2中，當市場普遍認為人民幣將持續(xù)走強時，央行增加外匯儲備的操作似乎不能引起市場參與者的注意，短期資本持續(xù)流入?？傮w而言，由于市場參與者的“有限關注”，短期國際資本流動與市場所處匯率升貶值預期階段關系更密切，而受外匯實際干預的影響較小。

圖6 區(qū)制1下短期國際資本流動的動態(tài)變化

圖7 區(qū)制2下短期國際資本流動的動態(tài)變化

給中美利差一個正向標準差沖擊（中美利差擴大），在兩個區(qū)制內，短期國際資本流動隨即產生正向響應，1個月內轉正為負，并且負響應持續(xù)時間能達到15期之久，說明中美利差的擴大會導致短期國際資本一個月內持續(xù)流入，但在人民幣貶值預期的情況下，資本仍會出現(xiàn)流出的情形。從兩區(qū)制看，匯率預期升值區(qū)間流出規(guī)模較小。從中可以看出，中美利差對短期國際資本流動的影響與匯率預期升貶值背景有關。

給人民幣匯率預期一個正向標準差沖擊（人民幣匯率預期貶值），短期國際資本流動在區(qū)制1的脈沖響應是先負后正，而在區(qū)制2內是先正后負，這說明人民幣匯率預期對短期國際資本流動的影響主要取決于匯率預期升貶值背景，即匯率處于貶值預期時，資本會先流出，而匯率處于升值預期時，資本會先流入，這與理論預期相符。

五、結論及政策建議

通過構建MS—VAR模型對比分析央行匯率溝通和實際干預對人民幣匯率預期及短期國際資本流動的長期動態(tài)影響，得出如下結論：第一，央行匯率溝通對人民幣匯率預期的影響顯著，且具有明顯的非對稱性，央行匯率溝通效果在人民幣匯率預期貶值時期要比預期升值時期更好。第二，央行匯率溝通與實際干預對人民幣匯率預期的作用效果有明顯的差異性，從影響程度看，央行實際干預相較于央行匯率溝通對人民幣匯率預期的影響力度較大，但存在時滯性，而央行匯率溝通更能有效引導匯率預期。第三，不同區(qū)制下央行匯率溝通對短期國際資本流動的影響有差異，當市場參與者均持有匯率預期貶值心理時，央行意圖引導人民幣升值的溝通總體上會使得短期國際資本流入，說明此時匯率溝通能夠有效引導短期資本流動；而在人民幣匯率預期升值區(qū)間內則會使得短期國際資本先流入后流出，流出規(guī)模大于流入規(guī)模，說明此時匯率溝通能夠緩和由匯率預期升值帶來的短期國際資本流入。第四，實際干預對資本流動的影響與匯率升貶值預期有關，在匯率預期貶值時期，外匯儲備增加更易令市場參與者產生預期貶值心理，投資者出于避險心理，選擇外匯預期收益更高的國家，從而導致短期國際資本的流出。第五，在不同區(qū)制內，短期國際資本流動對人民幣匯率預期的影響不盡相同，短期國際資本的進一步流入，均會導致市場參與者首先產生人民幣匯率升值預期。而匯率預期對短期國際資本流動的影響取決于匯率升貶值預期背景，但由于我國資本管制制度存在的特殊性，匯率預期升值并未帶來短期資本的持續(xù)內流。

基于上述結論，筆者認為：第一，隨著央行逐漸退出常態(tài)化干預，央行應更加重視口頭溝通在匯率預期管理方面上的重要作用，當國際事件對外匯市場產生重大沖擊時，央行應該及時召開新聞發(fā)布會，向公眾作出解釋，以穩(wěn)定匯率的良好預期，避免市場產生巨大震蕩。第二，在人民幣匯率預期貶值時，央行應該及時把握溝通時機，重塑市場信心，在進行市場溝通時要注意言辭明確，以防市場過度反應而造成不必要的損失。第三，外匯管理當局應該加強對短期國際資本的監(jiān)控，同時采取稅收手段來增加短期國際資本流入成本，以避免由于短期國際資本大量流入而導致的人民幣匯率預期波動。