财经论坛 基于带汇率项的前瞻预期方程 对人民币汇率弹性化程度的检验 王千红 东华大学管理学院,上海200051) 要:文章选取2003~2007年数据,在测算人民币名义有效汇率的基础上,运用带汇率项的泰 勒型规则的前瞻預期方程对我国利率与汇率联动性进行实证分析,探究人民币汇率弹性化前后对利 阜、通貨膨胀以及产出等的影响,提示当前国际金融危杋冲击下我国汇率弹性化政策的选择方向。 关键词:人民币有效汇率;前瞻预期方程;货币政策工具;协整检验 中图分类号:F830.92 文献标识码:A 文章编号:1002-6487(2009)22-0124-04 货膨胀和产出处于目标水平时所期望的名义利率;E2O2l 1加入汇率因的勒规则 表示中央银行根据在制定利率水平时所获得的信息集Ω对 从t到t+12时期的通货膨胀率丌n2进行预测;丌,是目标通货 为了研究自由浮动汇率制度下日元汇率变化对对日本 膨胀率;Eyg表示中央银行根据其掌握的信息集94对从t 货币政策的影响, Danne, Christian& Schnabl, Gunther (2008)在 Clarida,R.&Gali,J.& gertler,M.(1998提出 到t+12时期的产出y1进行预测;y,是目标产出水平;e;是t 的泰勒型规则的前瞻预期方程中加入了汇率因素,形成了期预期汇率;e目标名义汇率 以下方程叫 该方程假设在中央银行的货币政策的利率规则实施时 i, =i+B(E(T InF- )+yEly in1-y +de-e) (1)当期产出是未知的,但只需极小的信息成本即可获得汇率 其中立是中央银行在t期的目标名义利率;表示当通0这样中夹银行就可以依据各变量值的缺口状况实施货币 策效应弱化。随着资本账户的不断开放,人民币汇率和利率开市场操作能力等,在推动金融创新的同时,必须加强金融 的市场化进程应逐步加快,有助于提高货币政策的独立性和市场监测,强化金融机构管理,大力推进存款保险立法及制 有效性 度建设进程,对我国巨额外汇储备资产加强管理,努力实现 (2)资本账户实现完全自由兑换是人民币国际化的必由保值和增值。密切关注国际游资的动向,加强预警和监控,有 之路。截止2009年3月底,我国已有11项实现可兑换,22效防范金融风险 项基本实现或部分实现可兑换,尚有1项不可兑换,主要是 外资还不可以直接投资人民币证券产品,人民币也不可以对参考文献 境外投资(戴相龙,2009)。此次金融危机对我们是挑战,更是1易纲,汤弦汇率制度“角点解假设”的一个理论基础金融研究 机遇,危机可能加快现行国际货币体系重构,要提高人民币 的国际地位,必须创造条件加快推进人民币资本项目下可兑 2]陈雨露,周晴资本项目开放度和实际利差分析金融研究 换,主要放宽中国对外的投资,包括居民对外直接投资、股票 2004,(7) 投资、债券投资等,以及放宽发行国际债券和对外借款等国3戴相龙全球金种危航下的国际本流动中国全缺200012) 际融资限制 4倪权生,潘莫丽,C20国家責本账户开 比较研究一基于改进 3)灵活运用多种货币政策工具,强化金融监管手段。西 的约束式测度法!世界经济研究,2009,(2). 方发达国家通常采用利率等手段调节货币供给量,而我国长 {5]和萍漸进资本开放下中国貨币政策的独立性J经济理论与经济 期采用信贷政策,尽管近年来已注重利率、汇率等工具的运 营理,2006,(11) 用,但由于货币市场和资本市场的市场化程度较低,资产价 [6JMundell, Robert A Capital Mobility and Stabilization Policy under Fixed and Flexible Exchange Rates [J]. Canadian Journal of Eco- 格难以准确反映市场供求状况,也囤碍了货币政策的有效 cs and Political Science, 1963.29 性。随着金融市场化改革的推进,应灵活运用多种货币政策 [7 Krugman, Paul R Pricing to Market When the Exchange Rate 工具,主要包括:适度调节存款准备金率和存贷款基准利率 Changes in Real Financial Linkages among Open Economics[MI 发行央行票据、扩大汇率浮动范围、加强“窗口指导”和风险 Cambridge, Massachusetts: MIT Press. 1987 提示、引导商业银行合理安排信贷投放进度和结构、强化公 (责任编辑/李友平) 124统计与决策200年第2期(总第298期)
基于带汇率项的前瞻预期方程 对人民币汇率弹性化程度的检验 王 千 红 (东 华 大学 管 理学 院 ，上海 200051) 摘 要 ：文章 选取 2003～2007年 数 据 ，在 测 算 人 民 币名 义有 效 汇 率 的基 础 上 ，运 用 带 汇 率 项 的 泰 勒 型 规 则 的前 瞻预 期 方 程 对我 国利 率 与 汇 率联 动 性 进 行 实证 分 析 ，探 究 人 民 币汇 率弹 性 化 前后 对 利 率、通 货 膨 胀 以及 产 出等 的 影 响 ，提 示 当前 国际金 融危 机 冲 击 下 我 国 汇率 弹性 化政 策 的 选择 方 向 。 关键词 ：人民 币有 效汇率 ；前 瞻预期方程；货 币政策工具 ；协整检验 中 图分 类 号 ：F830．92 文 献标 识 码 ：A 文 章 编 号 ：1002—6487(2009)22—0124—04 1 加 入 汇 率 因 素 的 泰 勒 规 则 为 了 研 究 自 由浮 动 汇率 制 度 下 日元 汇 率 变 化 对 对 日本 货 币 政 策 的 影 响 ，Danne，Christian & Sehnabl， Gunther (2OO8)在 Clafida，R．＆ Gall，J．& Gertler，M．(1998)提 出 的 泰 勒 型 规 则 的前 瞻 预 期 方 程[1_中 加 入 了汇 率 因 素 ，形 成 了 以下 方 程口： i=i+p(E【 l2ln卜盯 )+ (E[yIQJ—Y．)+8(e一e) (1) 其 中 ，i．是 中央 银 行 在 t期 的 目标 名 义 利 率 ；i表 示 当通 货 膨 胀 和 产 出处 于 目标 水 平 时 所 期 望 的名 义 利 率 ；E『 JnJ 表示 中央银行根据在制定利率水平时所获得的信息集 Q．对 ^ 从 t到 t+12时期 的通货膨胀率 1『 进行 预测 ；叮T．是 目标通货 膨 胀 率 ；EIyIft,]表 示 中 央银 行 根据 其 掌 握 的 信 息 集 对 从 t 到 t+12时 期 的 产 出 v进 行 预 测 ；Y．是 目标 产 出水 平 ；e是 t 期 预 期 汇 率 ：e．目标 名义 汇率 。 该 方 程 假 设 在 中 央银 行 的 货 币政 策 的 利 率 规 则 实 施 时 当期产 出是未知 的，但 只需极小 的信 息成本 即可获 得汇率 e。这 样 中央 银 行 就 可 以依 据 各 变 量 值 的缺 口状 况 实 施 货 币 政 策的利率规则 。如果预期通 货膨胀 (E[w In)超过 (或低 策 效 应 弱化 。 随着 资 本 账 户 的 不 断 开 放 ，人 民 币汇 率 和 利 率 的市 场 化进 程应 逐 步 加 快 ，有 助 于提 高货 币政 策 的独 立 性 和 有 效 性 。 (2)资 本 账 户 实 现 完全 自由兑 换 是 人 民 币 国际 化 的必 由 之 路 。 截 止 2009年 3月 底 ，我 国 已有 11项 实 现 可 兑 换 ．22 项 基 本 实 现 或部 分 实 现 可 兑 换 ，尚有 l1项 不 可 兑 换 ．主要 是 外 资 还 不 可 以直 接 投 资人 民 币证 券 产 品 ，人 民 币也 不 可 以对 境 外 投 资 (戴 相 龙 ，2009)。此 次金 融 危 机 对 我 们是 挑 战 ，更 是 机遇 ，危机可能加快现行 国际货币体系重 构 ，要 提高人 民币 的 国际 地位 ，必 须 创 造 条 件 加快 推进 人 民 币 资本 项 目下 可 兑 换 ，主要 放 宽 中国 对 外 的投 资 ，包 括 居 民对 外 直 接 投 资 、股 票 投 资 、债 券 投 资 等 以及 放 宽 发 行 国 际 债 券 和对 外 借 款 等 国 际融 资 限 制 (3)灵 活 运用 多种 货 币 政 策 工 具 ，强 化 金 融监 管 手 段 。西 方 发 达 国 家 通 常 采用 利 率 等手 段 调 节 货 币供 给 量 ，而我 围长 期采用信贷政策 ，尽管 近年 来已注重利率 、汇率 等工具 的运 用 ，但 由于 货 币 市 场 和 资本 市 场 的 市 场 化 程 度 较 低 ，资 产 价 格 难 以准 确 反 映市 场 供 求 状 况 ，也 阻 碍 了货 币 政 策 的 有 效 性 。随 着 金 融 市 场化 改革 的推 进 ，应 灵 活 运 用 多 种 货 币政 策 工具 ，主要 包 括 ：适度 调节 存 款 准备 金 率 和存 贷 款 基 准 利 率 、 发行 央行票据 、扩大汇率 浮动范围 、加强“窗 口指导 ”和 风险 提示 、引导商业银行合 理安排信贷投放 进度和结构 、强化公 124 统计与决策 2009年第 22期 (总第 298期 ) 开 市 场 操 作 能 力 等 ，在 推 动 金 融 创 新 的 同 时 ，必 须 加 强 金 融 市场监测 ，强 化金融机构管理 ，大 力推进存款保 险立法及制 度 建设 进 程 ，对 我 国 巨 额 外 汇储 备 资 产 加 强 管 理 ，努 力 实 现 保 值 和 增 值 。密切 关 注 国际 游 资 的动 向 ，加 强 预警 和 监 控 ，有 效 防范 金 融 风 险 。 参 考 文 献 ： [1]易纲 ，汤弦．汇率制度 “角点解假设”的一个理论基础IJ1．金 融研 究， 2001，(8)． [2]陈 雨露 ，周晴．资 本项 目开放 度和 实际利 差分 析【J】，金融 研 究 ， 2004，(7)． 【3]戴相龙．全球金 融危机 下的国际资本流动[ 中国金融 ，2009，(12)． [4]倪 权 生 ，潘 英 丽 ．G20 国 家资 本 账 户 开放 度 比 较 研 究一 基 于 改进 的约束式测度'法『Jl_世界经济研究 ，2009，(2)． [5]和萍．渐进 资本开放 下中国货 币政策的独立性[JJ．经 济理论与 经济 管理 ，2006，(11)． [6]Mundell，RobertA．CapitalMobilityand Stabilization Policyunder Fixed and FlexibleExchangeRates【J]．Canadian Joumal ofEco— nomics and Political Science，1963，29． [7]Krugman，Paul R．Pricing to Market When the Exchange Rate Changes．in RealFinancial Linkagesamong Open Economics[M]． Cambridge，Massachusetts：MIT Press，1987． 《责 任 编辑／李 友 平 )
财纤论坛 于)目标通货膨胀率(T),中央银行将提高(或降低)目标名 般占总贸易量70%已能很好的反映一国的主要贸易情况 义利率。同样,如果当期产出水平低于(或高于)目标产出因此本文选取美国、日本、中国香港、英国、欧元区国家、加 拿大、韩国、澳大利亚、新加坡和俄罗斯联邦10个国家和地 水平y1,中央银行将降低(或提高)利率 区作为中国大陆主要贸易伙伴,并且为充分考虑国际贸易对 8e项的加入,表明目标名义汇率()和预期汇率()人民币真实价值的影响,本文中的贸易权重选取各年度贸易 的差额会通过以下几个方面影响中央银行的货币政策。其 权重。确定了用以计算权数的主要贸易伙伴后我们可以根 据权数的表达式与名义有效汇率公式计算出2003~2007年 汇率缺口通过影响通货膨胀预期和产出,造成实际利率我国各主要贸易伙伴的贸易权数以及人民币名义有效汇率。 和名义利率的缺口,影响中央银行调整货币政策的抉择。其 在计算名义有效汇率缺口时,使用2002年1月起的名 二,名义汇率偏离货币当局的预期目标汇率水平e,将促使义有效汇率进行2月向后移动平均,以移动平均的结果作 货币当局降低(或提高)利率 为中国人民银行的目标名义有效汇率(e,)来计算名义有效 基于货币政策选择前瞻性的需要,中央银行总是试图避汇率缺口。运用移动平均值而不使用算术平均值作为计算汇 免利率的频繁变动,保持利率规则的稳定性,于是在考虑平 滑利率的运动路径的条件下,我们根据许多研究者的结论 率缺口的参考值,是由于人民币汇率形成机制改革在短时期 过加进了代表中央银行利率平滑行为的调整系数p,形成 内使得名义汇率出现了较大的波动,这种较大的波动会随着 时间的推移而淡化,并且12月移动平均可以在一定程度上 了通过利率平滑以消除货币市场冲击下的利率规则 消除季节因素以及偶然因素所带来的非正常波动 2.2利率指标 其中,调整系数ρ代表利率平滑度,代表中央银行在时 由于市场性利率对于整个金融系统资金期限配置、币种 刻t设定的短期名义利率,这一利率取决于目标利率i和前选择等问题起着关键性的作用因此,对于利率的选择本文 期的利率i1,假定误差项v服从正态分布 选取全国银行同业拆借市场利率;在利率期限选择上,本文 综合方程(1)和方程(2),定义一个常数a=iBm,消除选取月度利率以和其他变量指标在期限上吻合。根据中国人 不可观测的预测变量,得到用于检验的最终方程 民银行的资料,我们可以得到中国2003年1月至2007年 12月1个月的市场平均利率 F(1-P)a+BT+y(cy, de-e, ))+pi-i+E, 23产出指标 其中E=-(1-p)β(T-E[T+nL+Y(y-y.-Ey-y,)+v为 国际上一般使用GDP作为衡量一国一段时期产出的指 不可观测的预测变量和误差项v的线性组合,并将其表示为标,并且由于季节性因素的影响,其观测值一般是一个季度 整体误差项。 经季节性调整后公布一次,这样在同一季度内各月度值变化 不大,因此,本文使用GDP季度数据除以3作为GDP月度数 2观测期的选择和样本数据的计算分析① 据的替代。并且为了便于比较,所有数据均按当月人民币美 元汇率折算为美元表示,据此我们可得到2003-2007年我国 为了揭示近期人民币汇率浮动与货币政策中介目标之以美元表示的GDP数据 间的相关性,特别是反映2005年7月人民币汇率形成机制 在计算产出缺口时,本文运用“霍迪克-普雷斯柯特”剔 改革前后,人民币利率变动与人民币名义有效汇率波动之间出法( Hodrick- Prescott filter)计算产出趋势,并将其作为目 的相互影响关系。本文选取2003年1月至2007年12月作标产出(y,)计算产出缺口。 为观测期,并选取2003年1月为文中自设指标的基期。在分2.4通货膨胀指标 析中针对研究目的,再将观测期划分为2003年1月至2005 国际上普遍使用的CP指标包含有贸易商品和非贸易 年7月和2005年8月至2007年12月两个子区间。 商品,适用于在开放经济框架下讨论汇率与货币政策的关 21江率指标 系。因此,本文在计算通货膨胀时使用CP数据,并取2003 本文选取名义有效汇率作为考察的汇率变量。名义有年1月CP=100。在进行分析时通货膨胀率T=(CPI-CPL1y 效汇率是一种指数,它是对本国和其贸易伙伴国及竞争国的 CPL1,其中CPI数值均为2003年1月为基期的值,以与名义 边汇率指数的一种加权平均,运用名义有效汇率能相对全有效汇率在基期上一致。根据中华人民共和国国家统计局公 面地反映一国货币的价值,其计算公式为 布的数据,运用以上计算公式很容易得到中国国内的通货膨 名义有效汇率(NEER=∑A国名义汇率x权数 胀率 其中权数是描述本国与伙伴国之间经济联系的相对权 在计算通货膨胀缺口时使用自2002年1月数据起的 数。本文采用进出口贸易权数,即A国与中国进出口贸易额/12月向后移动平均,以移动平均的结果作为中国人民银行 中国总贸易额来研究中国与伙伴国的经济联系。计算贸易权 数时所包含的国家越多,计算出的名义有效汇率越精确,但 设定的通货膨胀目标(丌,)计算通货膨胀缺口。 ①文中数据主要来自于《中国统计年鉴》、中国人民银行网站以及中国国家外汇管理局网站。 ②本文考察的是名义利率与汇枣之间的关系,如果采用剔除价格因素的实际有败汇率,指标的不统一可能损曲利率与汇率之间的真实关系。 ③德国、法国、比利时、希腊、荷兰、芬兰、意大利、西班牙、葡萄牙、卢森堡、爱尔兰、奥地利12因。 ④对于有效汇率还存在一个基期选择问题,理想的考,基期应选择国际收支平衡的年份,但由于数据收集以及欧元使用时间的问题,本文中选取2003年 月为计算名义有效汇率的基期 国家哲学社会 统计与决策2009年第22期(总第298期)125
于 )目标通货膨胀 率(1T．)，中央银行将提 高(或降低 )目标 名 义 利 率 i．。 同样 ，如 果 当期 产 出水 平 低 于 (或 高 于 )目标 产 出 水平 y1，中央银行将降低(或提高 )利率。 8(e e。)项的加入 ，表明 目标名义汇率(e)和预期 汇率 (e) 的 差 额 会 通 过 以下 几 个 方 面 影 响 中 央 银 行 的货 币 政 策 。 其 一 ， 汇 率 缺 口通 过 影 响 通 货 膨 胀 预 期 和 产 出 ，造 成 实 际 利 率 和名义利率 的缺 口，影 响中央银 行调整货币政策 的抉择 。其 二 ，名义汇率偏离货 币当局的预期 目标 汇率水平 e．，将促使 货币当局降低 (或提高 )利率 。 基于货币政策选择前瞻性 的需要 ．中央银行 总是试 图避 免利率 的频 繁变动 ，保持利率 规则 的稳 定性 ，于是 在考 虑平 滑 利 率 的 运 动 路 径 的 条 件 下 ，我 们 根 据 许 多研 究 者 的 结 论 ． 通 过 加 进 了代 表 中 央银 行 利 率 平 滑 行 为 的调 整 系 数 p，形 成 了通过利率平 滑以消除货 币市场 冲击下 的利率规则 ： i,=0-p)i．+pi1+v (2) 其中 ，调整系数 P代表利率平滑度 ，i。代表 中央银行 在时 刻 t设定的短期 名义利率 ，这一利率取决于 目标利率 i．和前 一 期的利率 i 假 定误 差项 v服从正态分布 。 综合方程 (1)和方 程(2)，定义一个 常数 Ot i-p叮T，消除 不 可 观 测 的 预测 变量 ．得 到 用 于 检 验 的 最 终 方 程 ： it：(1一p)【+p叮T+一y(y一y)+8(e一e)]+pi1+s (3) 其 中 ￡I=一(1一p)(B(1r一E【竹 2lQJ)+^y(y-y一E[y一YISq0)+v为 不 可 观 测 的 预 测 变 量 和误 差 项 v的线 性 组 合 ，并 将 其 表 示 为 整 体 误 差 项 。 2 观 测 期 的 选 择 和 样 本 数 据 的 计 算 分 析 ① 为了揭示 近期 人 民币汇率浮动 与货币政 策 中介 目标之 间的相关性 ，特别是反 映 2005年 7月人 民币汇率形成机制 改革 前 后 ．人 民币 利 率 变 动 与 人 民 币名 义 有 效 汇 率 波 动 之 间 的相 互 影 响关 系 。 本 文 选 取 2003年 1月 至 2007年 12月 作 为观 测 期 。并 选 取 2003年 1月 为 文 中 自设 指 标 的 基期 。在 分 析中针对研究 目的 ，再将 观测期划分 为 2003年 1月至 2005 年 7月 和 2005年 8月 至 2007年 12月两 个 子 区 间 。 2．1 汇 率 指 标 本文 选 取 名 义 有 效 汇 率 作 为 考 察 的汇 率 变 量 ②。名 义 有 效 汇 率是 一种 指 数 ，它 是 对 本 国 和 其 贸 易 伙 伴 国及 竞 争 国 的 双边汇率指数 的一种加权平均 ，运用名义有效汇率能相对全 面地反映一国货币的价值 ，其计算公式为 ： 名义有效汇率(NEER)=∑A国名义汇率×权数 其 中 权 数 是 描 述 本 国 与伙 伴 国之 间 经 济 联 系 的 相 对 权 数 。本 文 采 用 进 出 口贸 易 权 数 ，即 A 国 与 中 国进 出 口贸 易额 ／ 中 国总 贸 易 额 来 研 究 中 国 与伙 伴 国 的经 济 联 系 。计 算 贸 易 权 数时所包含的 国家越多 ，计算 出的名 义有效汇率越精确 ，但 一 般 占总 贸 易 量 70％ 能很 好 的 反 映 一 国的 主 要 贸 易 情 况 ． 因 此 本 文 选 取 美 国 、日本 、中 国香 港 、英 国 、欧 元 区 国 家 ③、加 拿大 、韩国 、澳大利亚 、新加坡 和俄罗斯联 邦 lO个 国家和地 区作 为中国大陆主要贸易伙伴 ，并且为充分 考虑 国际贸易对 人 民 币 真 实 价 值 的影 响 ，本 文 中 的 贸易 权 重 选 取 各 年 度 贸 易 权重 。确定 了用 以计算权数 的主要贸易伙伴 后，我们 可以根 据权数 的表达式 与名义 有效汇率 公式计算 出 20032007年 我国各主要贸易伙伴的贸易权数以及人 民币名义有效汇率④ 在计 算名义有效汇率缺 口时 ，使用 2002年 1月起 的名 义有效 汇率进行 12月向后移动平均 ，以移 动平 均的结果 作 为 中 国人 民 银 行 的 目标 名 义 有 效 汇 率 (e．)来 计 算 名 义 有 效 汇率 缺 口。运 用 移 动 平 均 值 而 不 使 用 算 术 平 均 值 作 为 计 算 汇 率 缺 El的 参 考 值 ，是 由 于 人 民币 汇 率 形 成 机 制 改 革在 短 时 期 内使 得 名 义 汇 率 出 现 了较 大 的波 动 ，这 种 较 大 的 波 动会 随 着 时 间 的推 移 而 淡 化 ，并 且 12月 移 动 平 均 可 以在 一 定 程度 上 消 除季 节 因 素 以及 偶 然 因 素所 带 来 的非 正 常波 动 。 2-2 利 率 指 标 由于 市 场 性 利 率 对 于整 个 金 融 系 统 资 金 期 限 配 置 、币 种 选择 等问题起 着关 键性 的作用。因此 ．对 于利 率的选择 ．本文 选取全 国银 行同业拆借 市场利 率 ：在利率期 限选择 上 ．本 文 选 取 月度 利 率 以 和 其他 变 量 指标 在期 限上 吻合 。根 据 中国 人 民 银 行 的 资 料 ， 我 们 可 以 得 到 中 国 2o03年 1月 至 2007年 12月 1个 月 的 市 场 平 均 利 率 。 2_3 产 出指 标 国际 上 一 般 使 用 GDP作 为 衡 量 一 国 一 段 时 期 产 出 的 指 标 ，并 且 由 于季 节 性 因 素 的 影 响 ，其 观 测 值 一 般 是 一 个 季 度 经 季 节 性 调 整 后 公 布 一 次 ．这 样 在 同一 季 度 内各 月 度 值 变 化 不 大 ．因此 ．本 文 使 用 GDP季 度 数 据 除 以 3作 为 GDP月 度 数 据的替代 。并且为 了便 于比较 ，所有数据均按 当月人 民币美 元汇率折算为美元表示 ，据此我们 可得 到 2003～2007年我 国 以美 元 表 示 的 GDP数 据 。 在计 算产出缺 口时 ，本 文运用 “霍迪 克一普雷斯 柯特 ”剔 出法 (Hodrick—PrescottFilter)t3J计 算产出趋势 ，并将其作为 目 标 产 出 (v．)计 算 产 出 缺 口。 2．4 通 货膨 胀 指 标 国际上普遍 使用 的 CPI指标包 含有贸 易商品和 非贸易 商 品 ，适用 于在 开放经 济框架 下讨论汇率 与货 币政 策的关 系。因此 ，本文在计算 通货膨胀 时使 用 CPI数据 ，并取 2003 年 1月 CPI=100。在进行 分析时通货 膨胀率 ~r=(CPI。一CPI1)／ CPI 其 中 CPI数 值 均 为 2003年 1月 为 基 期 的值 ，以与 名 义 有 效 汇 率 在基 期 上一 致 。根 据 中 华 人 民共 和 国 国 家 统计 局公 布 的 数 据 ．运 用 以上 计算 公 式 很 容 易 得 到 中 国 国 内 的 通 货 膨 胀 率 。 在 计 算 通 货 膨 胀 缺 口 时 使 用 自 2002年 1月 数 据 起 的 12月 向后 移 动 平 均 ， 以移 动 平 均 的结 果 作 为 中 国人 民银 行 设 定 的 通 货 膨 胀 目标 ( )计 算 通 货 膨 胀 缺 口 。 ①文 中数据 主要来 自于《中国统计年鉴》、中国人民银行 网站 以及 中国国家~l-iv管理局 网站。 ②本文考察 的是名 义利率 与汇率之 间的关系，如果采用剔除价格 因素 的实际有效汇率 ，指标 的不统一可能扭曲利率与汇率之间的真 实关 系。 ③德 国、法国、比利 时、希腊、荷 兰、芬兰、意大利 、西班牙 、葡萄牙、卢森堡 、爱 尔兰、奥地 利 12国。 ④对 于有效 汇率还存在 一个基 期选择 问题 ，理想的考 虑，基期应 选择 国 际收 支平衡 的年份 ，但 由于数据 收集以及欧元使 用时间的 问题 ，本文 中选取 2003年 1 月为计算名 义有 效汇率的基期 。 统计与决策 2009年第 22期 (总第 298期 ) 125
财纤论 对方程(3}进行最小二乘估计(oLS)的结果 币的升值压力,以此来维持国内经济的增长; 其次,由于中国拥有巨额的海外资产,这 203120+19090990010资产是以外币计值的(大多数为美元日元 2696006166001548900042816970000565551和欧元),人民币升值减少了这些资产的人民 200800121617595090754900128010001042价值,中国人民银行将降低利率来稳定汇 01990103750014320090620340110393674620率以消除外汇头寸风险。 20031-200121671465975-0.35531894700041940576075850.3283589 1857648318)00569425665)0.0005348006)0.0359054055)0.15245406801) 具体来看,对于从2003年1月到2007 括号中的值为标准差 *分荆代表在1%,5%和10%的夏信水平上显著。各阶段方程年12月的整个观測期,系数δ是正值,但即 R2分别为0.484536,0.766437,0672159;修正R2分别为0402062,0.725817,0.647874 使在10%的置信水平上,该系数也不显著。系 数δ的大小表明,在其他情况不变的条件下,人民币汇率升 3实证分析 值比目标值每高(或贬值比目标值每低)1元人民币,利率将 减少(或增加)0.058个百分点。对于汇改后(2005年8月 3.1实证分析的逻輯思路 2007年12月)观测期的检验也是类似的,在10%的置信区 本文在分析的逻辑上分两步:首先对模型中各变量进行间上,汇率项显著,并且系数8的值增大了。这意味着在这个 单位根检验,并运用最小二乘估计法( Ordinary Least较短的时期,人民币汇率升值比目标值每高(或贬值比目标 Square,OLS)对模型变量系数进行估计和分析。然后,由于所值每低)1元人民币,利率减少(或增加)0.2个百分点。但对 选取变量为时间序列,可能存在“伪回归",因此,运用EG两于汇改前(2003年1月-2007年12月)这一观测期,系数8 步法对回归结果进行协整检验,并在检验结果为协整的前提在10%的置信区间上也不显著,并且其值与汇改后相比减少 下尝试构建误差修正模型,并运用其进行人民币汇率与利率了一半以上。这表明在这一时期,人民币汇率与利率之间的 短期相关性的研究。 相关性降低了,从定量上看,人民币汇率升值比目标值每高 由于本文旨在揭示近期人民币汇率政策与货币政策之(或贬值比目标值每低)1元人民币,利率减少(或增加)0.057 间的相关性,特别是反映2005年7月人民币汇率形成机制个百分点。测量产出和通货膨胀对中国利率决定影响的系数 改革前后,人民币利率变动与人民币名义有效汇率波动之间为正值,并且通货膨胀系数对所有观测期均高度显著,我认 的相互影响关系。因此,基于本文主题分析需要,在检验中主为这是由于通胀过高会影响经济运行,产出增长过快会影响 要是对比观測期(1)2003年1月至2005年7月,(2)2005年经济平稳运行。因此,当通货膨胀超过央行目标时,央行会加 8月至2007年12月,以及整个观测期(3)20031月至息,反之则降息以刺激经济。产出的情况也类似,当产出超过 2007年12月回归系数的变化情况,并由此分析人民币汇率 央行目标时,央行会加息,反之则降息以刺激经济 形成机制改革前后我国利率政策与汇率政策相互影响关系 从表1中还可看出,虽然各个时期方程检验的R2和修 的变化;对模型其余变量系数的研究可以反映中国人民银行正R2不是很大,但对于时间序列数据来说,该结果还是比较 在进行货币政策决策时考虑因素的不同侧重点 满意的。并且,对比各时期的R2和修正R2可以看出,汇改后 3.2实证检验 的回归结果,不管是R2还是修正R2都表现出方程改善的态 首先采用ADF( Augmented Dickey- Fuller Test)检验法势。这表明汇改后,人民币汇率与利率的关系更能适应于这 对代入方程的数据进行单位根检验,运用计量分析软件E个基于开放框架下的模型,同时也在一定程度上反映了汇改 vIews50计算的结果可以看出方程中所使用的变量都是一阶确实增强了人民币汇率的弹性和形成机制的自由性。 单整的,即为I(1),满足协整检验的条件。在此基础上,对方 前面单位根检验表明,方程中所使用变量都是一阶单整 程(3)进行最小二乘估计(OIS),回归结果见表1 的,如果这组非平稳时间序列不存在协整关系的话,则这 从表1中各变量系数的大小可以看出,通货膨胀对中国组变量构造的线性模型就是伪回归。所以接下来,我对回归 货币政策有显著影响,而汇率对货币政策的影响并不是十分 进行协整检验,在协整的情况下尝试构建误差修正模型 明显,虽然2005年7月汇改之后汇率对货币政策的影响有ECM)并对其进行检验。 所增强,但相对来说还是比较弱。具体地讲,系数β的检验结 利用EG两步法进行检验。前面对方程所使用各变量的 果比较大,并且对于所有观测期均高度显著;与此同时,系数单整检验表明方程各变量均为一阶单整的,即为I(1),满足 8的值很小,并且显著程度也不如通货膨胀系数那样明显 协整检验的条件。然后对上面最小二乘(OIS)回归的误差项 回归结果也显示,汇改后系数δ无论在数值上还是显著程度序列ε做单位根检验,检验结果见表2 上都有显著增强。这为汇改前后,汇率在货币政策决策中所表2 运用ADF法对进行单位根检验的结果 起作用的转变提供了强有力的证据。在升值(贬值)阶段,利 观测期检验形式ADF统计量5%临界值10%临界值结论 率被降低(提高)但效果不明显,这与熊鹏(2005的研究结201291d174067728 果是一致的。 20058-200712| Level-7.104175103-2976263488-2627419753稳定 对于三个样本区间,系数8都是正数,至少有两个理由 200120012ce4-21480512-2914517471-259503315非稳定 可以对其进行解释 由表2可看出,在5%的显著水平下,两个子观测期 首先,由于汇率升值将削弱出口商品在国际市场上的竞(2003年1月-2005年7月和2005年8月-2007年12月) 争力,对于中国这样一个贸易大国(特别是以出口加工为主的残差序列不存在单位根,是平稳序列,而对于整个观测期 的劳动密集型贸易),中国人民银行将降低利率以缓解人民(2003年1月-2007年12月)的残差序列却存在单位根,是 126统计与块第200年第2期(总第2%期)库
表 1 对 方 程 (3)进 行 晟 小 二 乘估 计 {OLS)的结 果 Sample Coem cients “ p 8 P 20o3．1—2oo5．7 195964222r” 0194797l36” 0．00609322 0．05705641 0．209543652 f0．2649665609] fO0606165666] f0．0065l574891 f0．04281697001 f0 256559515l1 2oo5 一2oo7．】2 1．61275O95… 0．392776949 0．006302428 0．121000313 0．053210543 (0．1997010375) (00630511437) (0．0039086462) (0．0596734011) (0．2393674620) 2oo3．1-2007．12 1．671465975… 0 355318947” 0．000421941 0057607585 0．328358997” (0．1857648318) (O0569425665) (0．0005348006)(O．0359054055)(0．15245406801： 圆括号 中的值 为标准差。料 ， ， 分,51j代表在 1％，5％和 1O％的置信 水平上显著 。各 阶段方程 R 分 别 为 0．484536，0．766437，0672I59；修 正 R 分 别 为 0402062，0725817，0．64 7874。 3 实 证 分 析 3．1 实证 分 析 的 逻 辑 思 路 本 文 在 分 析 的 逻 辑 上 分 两 步 ：首 先 对 模 型 中各 变 量 进 行 单 位 根 检 验 ， 并 运 用 最 小 二 乘 估 计 法 (Ordinary Least Square，OLS)对模 型变 量 系 数 进行 估 计 和分 析 ：然 后 ，由于 所 选 取 变 量 为 时 问序 列 ，可 能 存 存 “伪 回归 ”．因此 ，运 用 EG两 步 法对 回归 结 果 进 行 协 整 检 验 ，并 在 检 验 结 果 为协 整 的前 提 下 尝试 构 建 误 差 修 正 模 型 ，并 运 用 其 进 行 人 民 币汇 率 与利 率 短 期相 关 性 的研 究 由 于 本 文 旨在 揭 示 近期 人 民 币 ’?L率 政 策 与 货 币 政 策 之 间的相关性 ，特别是反映 2005年 7月人 民币汇率形成机制 改 革前 后 ，人 民 币利 率 变动 与人 民币 名 义 有 效 汇 率 波 动 之 间 的 相互 影 响 关 系 。因此 ，基 于 本 文 主 题分 析需 要 ，在 检 验 中主 要 是对 比观 测 期 (1)2003年 1月 至 2005年 7月 ，(2)2005年 8月 至 2007年 l2月 ， 以及 整 个 观 测 期 (3)2003年 1月 至 2007年 12月 回归 系 数 的变 化 情 况 ，并 由此 分 析 人 民 币 汇 率 形成机制改革前后我 国利率 政策与汇率政 策相互影 响关系 的 变化 ；对模 型其 余 变 量 系 数 的 研 究 可 以 反 映 中国 人 民 银 行 在 进 行 货 币政策 决 策 时 考 虑 因 素 的不 同侧 重 点 3．2 实证 检 验 首 先 采 用 ADF(Augmented Dickey—FullerTest)检 验 法 对代 人 方 程 的数 据 进 行 单 位 根 检 验 ，运 用 计 量 分 析 软 件 E— views5．0计算 的结 果 可 以 看 }{}方 程 中所 使 用 的 变 量 都 是 一 阶 单 整 的 ，即 为 I(1)，满 足协 整 检 验 的条 件 。在 此 基 础 上 ．对 方 程 (3)进 行 最 小 二乘 估 计 (OLS)，回归 结 果 见表 1 从表 1中各变量系数 的大小可 以看 出，通货 膨胀 对中国 货 币政 策有 显著 影 响 ，而 汇 率 对货 币政 策 的 影 响并 不 是 十分 明显，虽然 2005年 7月汇改之后汇率对货 币政策 的影 响有 所 增 强 ，但 相 对 来说 还 是 比较 弱 。具 体 地 讲 ，系 数 B的 检验 结 果 比较 大 ，并且 对 于所 有 观 测 期 均 高 度 显 著 ；与此 同 时 ．系 数 6的值 很 小 ，并 且 显 著 程 度 也 不 如 通 货 膨 胀 系 数 那 样 明显 ： 回归结果也显示 ，汇改后 系数 8无论在数值上还是冠著程度 上 都有 显 著 增 强 。这 为 汇 改 前 后 ，汇率 在 货 币政 策 决 策 中所 起作用 的转变提供了强有力的证据。在 升值 (贬值 )阶段 ．利 率被降低(提 高 )，但效果不 明显 ，这与熊鹏 (2005)的研究 结 果是 一 致 的 。 对 于 三 个佯 本 区 间 ，系 数 6都 是 正 数 ，至 少 有 两 个理 由 可 以对 其 进 行解 释 ： 首先 ，由于汇率升值将削弱 }Il口商品在 国际市场上的竞 争 力 ，对于 中国这样一 个贸易大 国(特别是 以出 1：3加工 为主 的劳动密集型贸易)，中国人民银行将降低利率以缓 解人民 126 统计与决策 2009年第 22期 (总第 298期 ) 币 的 升 值 压 力 ，以此 来 维 持 国 内经 济 的增 长 ： 其 次 ，由于 中 国拥 有 巨 额 的 海 外 资 产 ，这 些 资 产 是 以 外 币 计 值 的 (大 多 数 为 美元 、日元 和 欧 元 )，人 民 币 升 值 减 少 了 这些 资 产 的人 民 币价 值 ， 中 国 人 民 银 行 将 降 低 利 率 来 稳 定 汇 率 以消 除 外 汇 头 寸风 险 。 具 体 来 看 ，对 于 从 2003年 1月 到 2007 年 12月的整 个观测 期 ，系数 8是 正值 ，但 即 使在 10％的置信水平上 ，该系数也不 显著 。系 数 8的 大 小 表 明 ，在 其 他 情 况 不 变 的 条 件 下 ，人 民币 汇 率 升 值 比 目标值 每 高 (或 贬 值 比 目标 值 每 低 )l元 人 民 币 ，利率 将 减 少 (或 增 加 )0．058个 百 分 点 。对 于 汇 改 后 (2005年 8月 ～ 2007年 12月 )观测期 的检验也 是类似 的 ．在 l0％的置信 区 间上 ，汇 率项 湿著 ，并 且 系数 6的值 增 大 了。这 意 味 着 在 这个 较 短的时期 ，人民币汇率升 值 比目标值 每高 (或贬值 比 目标 值 每低 )1元人 民币 ，利率减少 (或增加 )0．12个百分点。但对 于 汇 改 前 (2003年 1月 ～2007年 12月 )这 一 观 测 期 ．系 数 8 在 10％ 的置 信 区 间上 也 不 显 著 ，并 且 其 值 与 汇 改 后 相 比减 少 了～ 半 以上 。这 表 明在 这 一 时 期 ，人 民 币 汇 率 与 利 率 之 间 的 相 关性 降低 了，从 定量上看 ，人 民币汇率升值 比 目标值每高 (或贬值 比目标值每低)1元人 民币 ，利率减 少(或增加 )0．057 个百分点 测量产 出和通货膨胀对中国利率决定影响的系数 为 正值 ，并 且 通 货 膨 胀 系 数 对 所 有 观 测 期 均 高 度 显 著 ，我 认 为这 是 由于 通 胀 过 高 会 影 响 经 济 运 行 ，产 出 增长 过快 会 影 响 经 济 平 稳 运 行 。因此 ，当通 货 膨 胀 超 过 央 行 目标 时 ．央 行会 加 息 ，反 之则 降息 以刺 激 经 济 。产 出的 情 况 也类 似 ，当产 出超 过 央行 目标时 ，央行会加息 ，反之则降息以刺激经济 。 从表 1中还可看 }fj，虽然各个时期方程检验 的 R 和修 正 R 不 是 很 大 ，但 对 于 时 间序 列 数 据 来 说 ，该 结 果 还 是 比较 满意的。并且 ，对 比各时期的 R 和修正 R2可以看出 ，汇改后 的 回归结果 ，不管是 R。还是修正 R 都表现 出方 程改善的态 势 。这 表 明 汇 改后 ，人 民 币汇 率 与 利 率 的关 系更 能 适 应 于 这 个 基 于 开放 框 架 下 的 模 型 ，同时 也 在 一 定 程 度 上 反 映 了汇 改 确 实 增 强 了 人 民 币汇 率 的 弹 性 和 形成 机制 的 自 由性 前 面单 位根 检验 表 明 ，方 程 中所 使 用 变 量 都 是 一 阶单 整 的 ，如 果 这 组 非 平 稳 时 间 序 列 不 存 在 协 整 关 系 的话 ．则 这 一 组 变量 构造 的线 性 模 型 就 是 伪 回 归 。所 以接 下来 ．我 对 回 归 进 行 协 整 检 验 ， 在 协 整 的 情 况 下 尝 试 构 建 误 差 修 正 模 型 (ECM)并 对 其 进 行 检 验 利 用 EG两 步 法 进 行 检验 。前 面 对 方程 所 使 用 各 变 量 的 单 整 检 验 表 明 方 程 各 变 量 均 为 一 阶 单 整 的 ，即 为 I(1)， 满 足 协 整 检 验 的 条 件 。 然后 对 上 面最 小 二 乘 (OLS)回 归 的误 差 项 序 列 ￡做 单 位 根 检 验 ，检 验 结 果 见 表 2、 表 2 运用 ADF法对 进行单位根检验的结果 观测期 j检验形式 ADF统计量 5％JNgN 1O％临界值 结论 o。。 一005 i LeVe1 —474367066—2．967767334—2．622989298 稳《 20058—200712I Level 一7．104175103—2．976263488—2． 627419753 稳定 2003．1—2007．12 Le vel 一2 114807512 —2． 914517471—2．595033316非稳定 由表 2可看 出 ，在 5％的显著 水平 下 ，两个 子观测 期 (2003年 1月 -2005年 7月 和 2005年 8月 ～2007年 12月 ) 的 残 差 序 列 不 存 在单 位 根 ，是 平 稳 序 列 ，而 对 于 整 个 观测 期 (2003年 1月-2007年 12月)的残差 序列却存在单位根 ．是
财经论坛 对误差修正横型进行最小二乘估计的结粟 货币政策的制定都有着正向的影响,即 Coefficients 汇率贬值超过(低于)目标值,央行将加 20012057000990437 310103213息(降息)长期内,人民币汇率对货币 097政策制定存在较强的影响;短期内,人 0283325-1.17837425”民币汇率对货币政策制定的影响较弱。 09738005)(0.18124968)(0.003760 注释:圊括号中的值为标准差。 43)0.21710903143119但是由于我国目前利率市场化程度还 别代表在1%,5%和10%的暹信水平上显著。各阶段方程R 分为0356530,0.648540;修正R2分别为0.216645,0.564859。 不充分、汇率自由化程度依旧较低、经 非平稳序列。表明两个子观测期(2003年1月~2005年7月 济金融领域的开放度有待进一步提高 和2005年8月-20年12月)下,方程中各变量序列间具央行在进行货币政策决策时还是更多地考虑通货膨胀目标。 有协整关系;而在整个观测期(2003年1月-2007年12月) 下,方程中各变量序列间并不具有协整关系,对这一时期的 这表明在现有条件下,我国利率-汇率传导机制被弱化了,而 回归是伪回归。对于同一个方程回归出现如此巨大的差异, 汇率本身也带有了极强的政策取向性。 可能正是由于人民币汇率形成机制的改革使得人民币汇率 国内外学者均认为2005年7月人民币汇率形成机制的 弹性化改革前后汇率、利率、产出和通货膨胀之间的关系发 改革是中国向浮动汇率转变所迈出的重要一步。即使如此 生了较大变化,导致汇改前后数据同时进入同一方程进行回 我们仍然应该看到人民币汇率形成机制和人民币利率市场 归出现回归失灵的结果。这又恰恰反映了人民币汇制形成机 化的改革仍有很长的路要走。因此,我们认为在对待人民币 制改革确实对中国人民银行在汇改前后货币政策制定上有 率与货币政策关系上我们还应注意以下问题 着重大影响。 (1)避免汇率弹性化幅度过大会招致经济的不稳定和危 若变量间存在协整关系,即表明这些变量间存在长期稳 机发生的概率。尽管传统理论强调导向自由浮动的汇率改 定关系。如果变量之间存在长期均衡关系,则均衡误差将显 革,可以减免一国政府对汇率干预的义务,但大量的实证检 著影响变量之间的短期动态关系。正是由于变量之间可能存 验显示,汇率波动会依然对货币政策的制定产生强烈的影 在的协整关系,才可能将回归分布滞后模型变换为具有误差 响,这一影响增加了经济运行的不确定性、不稳定性以及危 修正机制的误差修正模型。由于在两个子观测期(2003年 机发生的概率。特别是当该经济体出口商品的竞争力对汇率 月~2005年7月和2005年8月~2007年12月)下,方程中各 十分敏感以及该经济体的海外资产是以外币计值时,这一效 变量序列间具有协整关系,表明在这两个观测期方程各变应将特别的强。中国现在正面临着这一情况,因此面对当前 量间有长期均衡关系。但从短期来看,可能会出现失衡,为了 的国际金融危机的冲击,中国应该继续执行以维持汇率稳定 增强模型的精度,可以把协整回归(即前面所作的OLS估计) 目标的政策,在人民币汇率自由化、弹性化问题上需要 中的误差项ε看作均衡误差,通过建立误差修正模型把各变 思而后行。 (2)在人民币汇率形成过程中关注通货膨胀的输入和利 量的短期行为与长期变化联系起来。误差修正模型的结构如 率机制的作用。由上面的分析可看出,中国人民银行在制定 货币政策时,更多考虑的是通货膨胀目标。美国一直被认为 △i=(1p)a+B△m+Y△(y,y+6△ee1)+pAi+AE1+(4) 是输出通货膨胀的国家,而在汇改之前,中国采取盯住美元 方程(4)中Δ代表一阶差分,μ为残差项,其余符号定义的汇率政策,这使得通货膨胀很容易通过汇率盯住而输 同方程(3)。运用最小二乘估计法对两个子观测期(2003年1汇改后,人民币汇率在形成机制上放弃了美元这一名义错 月-2005年7月和2005年8月-2007年12月)下方程(4)进转而盯住一篮子货币,因此在铺货币或锚货币篮子的选取上 行回归的结果见表3。 可以较多的把通货膨胀输入问题考虑进去,以更好地发挥利 误差修正模型描述了利率变量围绕长期均衡关系进行率一汇率机制的作用 短期动态的过程,被解释变量的波动可以分为两部分:一部 分是短期波动,由误差修正模型中的各差分项来反映;另 參考文献 部分是长期均衡,即变量之间的协整关系。从表3可以看出 [1JClarida, R, Gali, J, Gertler, M. Monetary Policy Rules and 两个子观测期(2003年1月-2005年7月和2005年8月 Macroeconomic Stability: Evidence and Some Theory [C]. Working 2007年12月)下,围绕长期均衡关系对偏离长期均衡的调 Papers 98-01, C V. Starr Center for Applied Economics, New 整力度分别为-0.90335620和-1.26112643(即系数λ的值) York University, 1998 调整方向为反方向。 [2]Danne, Christian, Schnabl, Gunther. A Role Model for China Exchange Rate Flexibility and Monetary Policy in Japan[J]. China 结论与政策启示 Economic Review, Elsevier, 2008, 19(2 [3]Nelson C Mark Intemational Macroeconomics and Finance: Theory and Econometric Methods [M]. Massachusetts: Blackwell Publishers, 综上所述,2005年7月的汇率形成机制改革,确实在很 大程度上对人民币汇率弹性化程度进行了调整,这一调整对4李子奈,叶阿忠高等计量经济学M北京:清华大学出版社,200 汇率与利率之间的相互关系以及人民币汇率稳定产生了显 著影响。无论在长期还是短期,人民币汇率对中国人民银行 (责任编辑/李友平) 国家哲学社会 统计与决策2009年第22期(总第298期)127
表 3 对误差修正模型进行最小二乘估计 的结果 观 测 期 Coeficients d 13 8 p 20o3．1—2o05．7 —0．00006398 0．23437211 0．00300252 0．09001079 0．18226796 —0．91651535” fO．08575479) f0．1585l105) f0．0o74l672、 f0．09082235) 『0．3ll15161) f0-39790597、 20o5．8-2007．12 0．09484890 —0．02302626 0．00487876 0．00196309 —0．02833725 -1．17874259’ (0．09738005) (0．18124968) (0．00376016) (0．07538643) (0．21771089) (0．31431139) 注释 ：圆括号 中的值为标准差 。 料，料， 分别代表在 1％，5％和 10％的置信水平上显著。各阶段 方程 R 分 别 为 0．356530，0．648540；修 正 R 分 别 为 0．216645，0．564859。 非 平 稳 序 列 。 表 明 两 个 子 观 测 期 (2003年 1月 一2005年 7月 和 2005年 8月 ～2o07年 12月 )下 ，方 程 中各 变 量 序 列 间 具 有 协 整 关 系 ：而 在 整 个 观 测 期 (20o3年 1月 ～2007年 12月 ) 下 ，方程 中各变 量序列间并 不具有协 整关 系 ，对 这一时期 的 回归 是 伪 回归 。对 于 同一 个 方 程 回归 出 现 如 此 巨 大 的 差 异 ， 可能正是 由于人 民币汇率形成 机制 的改革使得 人 民币汇率 弹 性 化 改 革 前 后 汇 率 、利 率 、产 出 和 通 货 膨 胀 之 间 的 关 系 发 生 了 较 大 变 化 ，导 致 汇 改 前 后 数 据 同 时 进 入 同一 方 程 进 行 回 归 出现 回归 失 灵 的结 果 。这 又 恰 恰 反 映 了 人 民 币 汇 制 形 成 机 制 改 革 确 实 对 中 国人 民 银 行 在 汇 改 前 后 货 币 政 策 制 定 上 有 着 重 大 影 响 。 若变量间存在协整关系 ，即表明这些变量 间存在 长期稳 定 关 系 。如 果 变 量 之 间 存 在 长 期 均 衡 关 系 ，则 均 衡 误 差 将 显 著 影 响 变 量 之 间 的 短期 动态 关 系 。正 是 由于 变 量 之 间 可 能 存 在 的协整关系 ．才可能将 回归分布滞后模型变换 为具 有误差 修 正 机 制 的误 差 修 正 模 型 。 由 于 在 两 个 子 观 测 期 (2003年 1 月 2005年 7月 和 2005年 8月 ～2007年 l2月 )下 ，方 程 中 各 变量 序列间具有协整关 系 ，表明在这 两个 观测期 ，方程 各变 量间有长期均衡关系。但从短期来看 ，可 能会 出现失衡 ，为 了 增强模型 的精度 ，可 以把协整 回归 (即前 面所作 的 OIJS估计 ) 中 的误 差 项 s．看 作 均 衡 误 差 ，通 过 建 立 误 差 修 正模 型 把 各 变 量 的短 期 行 为 与 长 期 变 化 联 系 起 来 。误 差 修 正 模 型 的 结 构 如 下 ： ● Ait=(1p)【仅+p△1T【+^y△(yY)+8△(ee)]+pAi1+ 81+ (4) 方程 (4)中 △代表一阶差分 ， 为残 差项 ，其余符号定义 同方 程 (3)。运 用 最 小 二 乘 估 计 法 对 两 个 子 观 测 期 (2003年 1 月～2005年 7月 和 2005年 8月 ～2007年 12月 )下 方 程 (4)进 行 回 归 的结 果 见 表 3。 误差修正模 型描述 了利率变量 围绕长 期均衡关 系进行 短 期 动 态 的过 程 ，被 解 释 变 量 的 波 动 可 以 分 为 两 部 分 ：一 部 分是短期波 动 ，由误 差修正模 型中的各差 分项来 反映 ；另一 部 分 是 长 期均 衡 ，即 变 量 之 间 的协 整关 系 。从 表 3可 以 看 出 ， 两 个 子 观 测 期 (2003年 1月 ～2005年 7月 和 2005年 8月 ～ 2007年 12月 )下 。围绕长 期均衡 关系对 偏离 长期均 衡 的调 整 力 度 分 别 为一0．90335620和 一1．26112643(即系 数 的值 )， 调 整 方 向为 反 方 向 。 4 结 论 与 政 策 启 示 综 上 所 述 ，2005年 7月 的 汇 率 形 成 机 制 改 革 ，确 实 在 很 大程度上对人民币汇率弹性化程度进行 了调 整 ，这一 调整对 汇 率 与 利 率 之 间 的相 互 关 系 以 及 人 民 币 汇 率 稳 定 产 生 了 显 著 影 响 。无 论 在 长 期 还 是 短 期 ，人 民币 汇 率 对 中 国人 民银 行 货 币政策的制定都 有着正 向的影 响 ，即 汇率贬值超过 (低于 )目标值 ，央行将加 息 (降息 )。长 期 内 ，人 民 币 汇 率 对 货 币 政 策 制 定 存 在 较 强 的 影 响 ：短 期 内 ，人 民 币 汇 率 对 货 币政 策 制 定 的影 响 较 弱 。 但是 由于 我 国 目前利 率市 场化 程度还 不充分 、汇率 自由化程度依 旧较低 、经 济 金 融 领 域 的 开 放 度 有 待 进 一 步 提 高 等 原 因 ，汇 改 后 ，汇 率 变 动 对 货 币政 策 的 影 响 程 度 依 然 较 低 ． 央行 在 进 行 货 币 政 策 决 策 时还 是 更 多 地 考 虑 通 货 膨 胀 目标 。 这 表明在现 有条件下 。我 国利 率一汇率传导机制被弱化 了，而 汇率本 身也 带有了极 强的政策取向性 。 国 内外 学 者 均 认 为 2005年 7月 人 民 币 汇 率形 成机 制 的 改 革是 中国向浮动汇率转变所迈 出的重 要一步。即使如此 ， 我们 仍然应该 看到人 民币汇 率形成机 制和人 民币利率市场 化 的改 革 仍 有很 长 的 路 要 走 。 因此 ，我 们 认 为 在 对 待 人 民 币 汇 率 与货 币 政策 关 系 上我 们 还 应 注 意 以下 问题 ： (1)避 免 汇 率 弹 性 化 幅 度 过 大 会 招 致 经 济 的不 稳 定 和危 机 发 生 的概 率 。 尽 管 传 统 理 论 强 调 导 向 自 由 浮 动 的 汇 率 改 革 ，可 以 减 免 一 国 政 府 对 汇 率 干 预 的 义 务 ，但 大 量 的 实 证 检 验 显示 ，汇 率波动会 依然对 货币政策 的制定产 生强烈 的影 响 ，这 一影响增加 了经济运 行 的不 确定性 、不稳 定性 以及 危 机 发生的概率。特别是 当该经济体 出口商 品的竞争力对汇率 十分敏感以及该经济体 的海外 资产是以外币计值时 ，这一效 应 将 特 别 的 强 。中 国现 在 正 面临 着 这 一 情 况 ，因此 ，面 对 当 前 的国际金融危机 的冲击 ，中 国应该继续执行 以维持 汇率稳定 为 目标 的政 策 ．在 人 民币汇率 自由化 、弹性化 问题上需要 三 思 而 后 行 。 (2)在 人 民 币 汇 率 形 成 过 程 中关 注 通 货 膨 胀 的 输 入 和 利 率机制的作用 。由上 面的分析可看出 ，中国人 民银 行在制定 货 币 政 策 时 ，更 多 考 虑 的 是 通 货 膨 胀 目标 。 美 国 一 直 被 认 为 是 输 出 通 货 膨 胀 的 国 家 ，而 在 汇 改 之 前 ，中 国 采 取 盯住 美 元 的汇率政策 ，这使得通货 膨胀 很容易通过汇率盯住而输人 。 汇改后 ，人 民币汇率在形 成机制上放弃 了美元这一名 义锚 ， 转 而 盯 住 一 篮 子 货 币 ，因此 在 锚 货 币 或锚 货 币 篮 子 的 选 取 上 可 以较多的把通货膨胀输 入问题考虑进去 ，以更好地发挥利 率 一汇 率 机 制 的 作 用 。 参考文献 ： [1]Clarida，R．，Gali，J．，Gertler，M— Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability：Evidence and SomeTheory[c】．Working Papers 98-01， C．V． Start Center for Applied Economics， New York University，1998． [2]Danne，Christian，Schnabl，Gunther．A Role ModelforChina? Exchange RateFlexibilityand MonetaryPolicy inJapan【JJ．China EconomicReview，Elsevier，2008，19(2)． f3]Nelson C Mark．International Macroeconomics and Finance：Theory and Econometric Methods 『M1．Massachusetts：B1ackweⅡ Publishers， 2001． 【4]李子奈 ，叶 阿忠．高等计量经济 学[M】．北京 ：清华大学 出版社 ，2000． (责 任编 辑／李 友 平 ) 统计 与决策 2009年第 22期(总第 298期 ) 127
