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