貨幣政策與人民幣匯率波動的相互影響1994－2004

1、 貨幣政策與人民幣匯率波動的相互影響：19942004摘要：貨幣政策對匯率波動會產(chǎn)生直接或間接的影響。由于我國的名義匯率水平一直在很小范圍內(nèi)波動，因此，貨幣政策對名義匯率波動的影響并不明顯。但是，貨幣政策對實(shí)際有效匯率的影響相當(dāng)明顯。本文利用向量自回歸模型（VAR）分析我國19942004年貨幣政策與人民幣匯率之間的相互關(guān)系。模型分析的結(jié)論是：貨幣供應(yīng)量對實(shí)際有效匯率的影響不確定，總體大致呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系；實(shí)際有效匯率對貨幣供應(yīng)量的決定也產(chǎn)生影響，但是實(shí)際有效匯率卻不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰成因；該模型的最終結(jié)論是，19942004年間貨幣供應(yīng)量與實(shí)際有效匯率之間不存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。關(guān)鍵

2、詞：貨幣政策；人民幣匯率；影響一、引言貨幣政策對匯率的波動會產(chǎn)生直接或間接的影響。由于我國的名義匯率水平一直在一個(gè)很小的范圍內(nèi)波動，因此，貨幣政策對名義匯率波動的影響并不明顯。但是，實(shí)際有效匯率的波動幅度比較大，可以以這個(gè)變量來探討貨幣政策對匯率波動的影響。關(guān)于我國貨幣政策對實(shí)際匯率的沖擊，我國理論界已經(jīng)做過相關(guān)的研究。這里首先探討這些研究成果，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立模型討論19942004年貨幣政策對實(shí)際匯率波動的影響。這個(gè)模型同時(shí)還可以得出實(shí)際匯率變動對貨幣供應(yīng)量變動進(jìn)而對貨幣政策的影響。向量自回歸（VAR：vector Autoregression）模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨

3、機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，模型避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題，是動態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)最經(jīng)常采用的實(shí)證分析模型。新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)目前還沒有形成自己獨(dú)特的計(jì)量模型（關(guān)于新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證，參見Fabio Ghironi（2000 Fabio Ghironi（2000），“Towards new open economy macroeconometrics”， FRB of New York Staff Reports No. 100 ）和Paul R.Bergin（2003）Paul R.Bergin（2003），“Putting the new o

4、pen economy into a test”，Journal of International Economics，60，pp334的文章），在實(shí)證過程中通常也采用這類模型（如Lane運(yùn)用新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)對美國對外經(jīng)濟(jì)狀況的實(shí)證），本文也采用這類模型分析貨幣政策與人民幣匯率的關(guān)系。二、 貨幣政策對匯率波動影響的相關(guān)實(shí)證研究近期，貨幣政策對人民幣匯率波動的影響主要有兩篇比較具有代表性的論文，這里分別介紹。一篇是金仲夏（2003） Zhongxia，Jin，2003：“the Dynamics of Real Interest Rates，Real Exchange Rates and the

5、 Balance of Payments in China：19802002”，IMF working paper 0367 的論文。這篇論文將實(shí)際匯率、中美利率差和外匯儲備作為VAR模型的內(nèi)生變量，考察了三者之間的相互影響以及外匯儲備與實(shí)際匯率之間的協(xié)整關(guān)系。實(shí)證的目的是確定：（1）實(shí)際匯率是否與實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況（外匯儲備）之間存在相關(guān)關(guān)系；（2）人民幣利率變化對實(shí)際有效匯率的影響以及兩者之間的關(guān)系，從而判斷兩者是否符合 MF模型對利率與匯率關(guān)系的確定。這篇文章截取了中國19802002的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在對變量時(shí)間序列進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，又對外匯儲備和實(shí)際有效匯率進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，認(rèn)為兩者存在

6、協(xié)整關(guān)系，并采用誤差修正方法確定了具體的協(xié)整系數(shù)。在此基礎(chǔ)上對VAR模型進(jìn)行估計(jì)，并做出相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。對該模型估計(jì)的結(jié)果為：首先，國內(nèi)利率的下跌會導(dǎo)致實(shí)際匯率貶值和外匯儲備的增加；其次，實(shí)際匯率的升值會導(dǎo)致國內(nèi)利率上升和外匯儲備的增加；最后，外匯儲備的增加會導(dǎo)致本國利率下降和匯率升值。將實(shí)證結(jié)果與國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論結(jié)合進(jìn)行考察，得出非常重要的兩點(diǎn)結(jié)論：（1）實(shí)際利率與實(shí)際匯率之間的關(guān)系并非單一的相關(guān)關(guān)系，在本例中，實(shí)際利率的上升導(dǎo)致了實(shí)際匯率的貶值（推測主要是由于資本的流入導(dǎo)致）。這就對MF模型中的結(jié)論提出質(zhì)疑，因?yàn)樵撃Ｐ椭屑俣ㄊ蔷鈪R率，具有穩(wěn)定性，但是實(shí)際有效匯率往往是非平穩(wěn)的，

7、特別是從動態(tài)的角度觀察，實(shí)際有效匯率在大多數(shù)情況下并非均衡匯率。假設(shè)條件的不同直接導(dǎo)致結(jié)果的不同；（2）實(shí)際有效匯率與外匯儲備之間的協(xié)整關(guān)系表明，經(jīng)濟(jì)的基本狀況決定均衡匯率，提供了對人民幣均衡匯率進(jìn)行有效計(jì)算的方法；（3）資本流動對短期的利率變動不敏感，導(dǎo)致實(shí)際利率的上升引起實(shí)際匯率的貶值；（4）實(shí)際有效匯率的升值，導(dǎo)致國內(nèi)對非貿(mào)易品的需求增加，降低對貿(mào)易品的需求，對國內(nèi)通貨膨脹形成遏制，進(jìn)一步導(dǎo)致利率上升，減少國內(nèi)商品需求，改善國際收支；（5）三個(gè)變量的相互影響的關(guān)系復(fù)雜，簡單的模型根本無法完全說明其相互關(guān)系，需要政策當(dāng)局在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中具體把握?？傊@篇論文的最終結(jié)論可以歸結(jié)為兩點(diǎn)：一是

8、由于各國的具體經(jīng)濟(jì)狀況不同和不斷變化，決定了均衡匯率是不斷變動的，其直接導(dǎo)致的結(jié)果是實(shí)際利率與實(shí)際匯率之間的關(guān)系并不是單一的，可能出現(xiàn)不同于MF模型的結(jié)論，而這一點(diǎn)與新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于匯率的理論保持一致。第二點(diǎn)，基本經(jīng)濟(jì)狀況決定實(shí)際有效匯率的水平。這與新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)結(jié)論也保持一致。另一篇論文是王濤（2004） Tao Wang，“China：Sources of Real Exchange Rate Fluctuations”，IMF working paper 0418 對人民幣實(shí)際有效匯率波動原因的探討。這篇文章確定了對實(shí)際匯率波動產(chǎn)生影響的三個(gè)因素：總供給沖擊、總需求沖擊和名義需求沖

9、擊（貨幣市場的變動，即運(yùn)用貨幣政策對人民幣匯率的影響）。該模型沿用Clarida 和Gali（1994） Clarida，Richard，and Jordi Gali，1994，“Sorces of Real Exchange Rates Fluctuations：How Important are Nominal Shocks？”，NBER working paper No.4658的向量自回歸模型的架構(gòu)，并結(jié)合中國的實(shí)際狀況進(jìn)行了改進(jìn)。選取的變量為相對產(chǎn)出（本國實(shí)際GDP的對數(shù)值減去貿(mào)易伙伴國GDP的加權(quán)平均值）、實(shí)際有效匯率和相對價(jià)格水平（與相對GDP的計(jì)算相同）。在對變量的時(shí)間序列進(jìn)行

10、了平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)后，進(jìn)行VAR估計(jì)和脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)。實(shí)證結(jié)論為：（1）三種沖擊對實(shí)際匯率波動的影響?？偣┙o的增加起初會帶來實(shí)際匯率的升值，從長期來看，會導(dǎo)致實(shí)際匯率的貶值；而總需求的擴(kuò)大會導(dǎo)致實(shí)際匯率的升值；貨幣沖擊短期會導(dǎo)致實(shí)際匯率的貶值，從長期來看，這沒有影響。（2）貨幣沖擊對人民幣實(shí)際匯率的影響。從實(shí)證結(jié)果來看，人民幣實(shí)際匯率與貨幣供給沖擊的關(guān)系符合浮動匯率制度下的MF模型的結(jié)論，即本國實(shí)際利率的下降會導(dǎo)致資本外流，實(shí)際匯率貶值。進(jìn)而該論文對VAR模型結(jié)果進(jìn)行方差分解，目的是觀測哪種沖擊對實(shí)際匯率波動影響最大。分析結(jié)果表明：（1）產(chǎn)出增長率受供給沖擊的影響最大，大約占2/3，需

11、求沖擊大約占10%，而名義貨幣沖擊對實(shí)際產(chǎn)出的影響很??；（2）實(shí)際有效匯率的波動受需求沖擊和供給沖擊的很大，其中，在短期內(nèi)實(shí)際需求對匯率波動的影響最大，是最主要的影響因素。從長期來看，實(shí)際匯率有近一半的波動都是需求沖擊導(dǎo)致的。貨幣沖擊對實(shí)際匯率的影響并不大。據(jù)此，Wang 認(rèn)為，由于19802002年間，中國進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)體制改革導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)力水平提高，而匯率制度方面一直實(shí)行有管理的浮動匯率制度，資本的流動存在障礙，所以貨幣沖擊對實(shí)際匯率波動的影響不大。這個(gè)模型實(shí)證的最后結(jié)論是：（1）19802002年間，導(dǎo)致實(shí)際匯率波動最主要的原因是需求沖擊；而供給沖擊是導(dǎo)致產(chǎn)出增長和價(jià)格波動的主要原因；（2）

12、供給沖擊與名義貨幣沖擊對人民幣實(shí)際有效匯率波動的影響大致相同?？傊?，該文認(rèn)為，名義貨幣沖擊對實(shí)際匯率波動的影響不大，并認(rèn)為主要原因是中國采取了類似固定匯率的匯率制度，且資本流動控制比較嚴(yán)格導(dǎo)致的。該文同時(shí)認(rèn)為，中國實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況基本符合MF模型的結(jié)論。三、 貨幣政策與實(shí)際有效匯率的相互影響：向量自回歸模型1向量自回歸模型建立及實(shí)證目的結(jié)合以上有關(guān)的實(shí)證文獻(xiàn)，這里建立本文的向量自回歸模型。建立模型的主要目的是考察貨幣政策與實(shí)際有效匯率之間的相互影響，特別關(guān)注貨幣政策對實(shí)際匯率波動的影響。結(jié)合我國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況，對變量進(jìn)行設(shè)定。首先，對代表貨幣政策變動變量的選擇。與前面模型不同，這里選用貨幣供應(yīng)量（

13、M2）代表貨幣政策的變化。主要是因?yàn)椋瑥?994年起我國一直將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，貨幣供應(yīng)量的變動基本可以體現(xiàn)貨幣政策的變動，而我國利率一直沒有完全市場化，作為中介目標(biāo)，其對貨幣政策效果的影響也不明顯。因此，筆者認(rèn)為貨幣供應(yīng)量更能夠代表我國貨幣政策的實(shí)施狀況。另外，選擇貨幣供應(yīng)量變量的一個(gè)關(guān)鍵原因是它的時(shí)間序列比較連續(xù)，在計(jì)量模型中強(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)的連續(xù)性。第二個(gè)是對實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況變量的選擇。與金中夏論文的模型一樣，這里也選擇外匯儲備作為變量。主要是基于兩點(diǎn)理由。一是外匯儲備作為實(shí)際外貿(mào)經(jīng)濟(jì)狀況的代表比較合理，更重要的是，由上一節(jié)所討論的，這個(gè)變量是連接貨幣政策與匯率穩(wěn)定政策的一個(gè)非常關(guān)鍵

14、的指標(biāo)，它的變動可以很大程度上體現(xiàn)實(shí)施匯率穩(wěn)定政策的程度。最后，選擇代表匯率波動的變量，這里選擇實(shí)際有效匯率作為代表。 這三個(gè)變量之間的關(guān)系比較復(fù)雜，無法利用現(xiàn)有的理論模型表示，所以采用向量自回歸模型來探討三者之間的關(guān)系。下面就是建立的VAR模型，其中，貨幣供應(yīng)量、外匯儲備以及實(shí)際匯率都以對數(shù)值表示，以降低其波動幅度，且不會影響計(jì)量結(jié)果。對于每個(gè)變量時(shí)間序列有可能出現(xiàn)非平穩(wěn)性的情況，下面首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在模型中的應(yīng)該是各變量的平穩(wěn)的時(shí)間序列?；谏鲜鲈?，本文建立了下面的向量自回歸模型。代表外匯儲備對數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間序列，代表實(shí)際有效匯率對數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間序列，則代表貨幣供應(yīng)量對數(shù)值的平穩(wěn)時(shí)間

15、序列。、則是待估的參數(shù)值，、分別代表來自、和的隨機(jī)擾動。具體VAR模型如下： （1） (2) (3)該計(jì)量模型的主要目的是探討貨幣政策與匯率波動之間的相互影響，特別是貨幣政策對匯率波動的影響。具體而言，主要考察以下幾點(diǎn)：（1）、貨幣供應(yīng)量對實(shí)際有效匯率的影響程度，同時(shí)還可以得到實(shí)際有效匯率對貨幣供應(yīng)量的影響；（2）、實(shí)際有效匯率波動的主要原因，即是貨幣供應(yīng)量或是外匯儲備的影響；（3）、貨幣政策與實(shí)際有效匯率之間的關(guān)系（以此驗(yàn)證是否符合新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)對兩者關(guān)系的結(jié)論）（4）、貨幣供應(yīng)量變動是否是導(dǎo)致實(shí)際匯率波動的主要原因（協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)）2數(shù)據(jù)選取及變量時(shí)間序列描述該計(jì)量模型數(shù)據(jù)選用1994年1

16、月到2004年6月的月度數(shù)據(jù)。實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織網(wǎng)站的國際金融統(tǒng)計(jì)（International Finance Statistics），簡稱IFS，該時(shí)間序列以2000年實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)為基期，得到的實(shí)際有效匯率指數(shù)；貨幣供應(yīng)量（M2）數(shù)據(jù)來自中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)相關(guān)各期；外匯儲備數(shù)據(jù)則來自中國外匯管理局網(wǎng)站。下面對各變量時(shí)間序列體現(xiàn)出的特征進(jìn)行分析。（1）、實(shí)際有效匯率時(shí)間序列的分析，該圖為1994年一季度到2004年二季度的實(shí)際有效匯率圖。 圖1 19942004年實(shí)際有效匯率的季度數(shù)據(jù)從圖中可以看出，從1994年開始，實(shí)際有效匯率有逐漸升值的趨勢（金中夏，1996）金中

17、夏，論轉(zhuǎn)軌時(shí)期均衡匯率形成機(jī)制，經(jīng)濟(jì)研究1996年第3期。19941997年一直處于升值的趨勢，從1997年末開始，實(shí)際有效匯率出現(xiàn)了一定程度下跌，在2000年末時(shí)，實(shí)際有效匯率有不太明顯的升值趨勢；到2002年至今，處于輕微的貶值，和2000年的實(shí)際匯率水平大體相當(dāng)。 （2）、外匯儲備的時(shí)間序列分析，下圖為外匯儲備19942004上半年的季度數(shù)據(jù)時(shí)間序列。 可以看出，外匯儲備則一直處于上升的狀態(tài)，其中，19941998年期間與20012004年間是上升速度比較快的階段。19941998年是我國著力積攢外匯的階段，增長較快；20012004年則是外貿(mào)發(fā)展和人民幣升值壓力導(dǎo)致的結(jié)果。圖2 199

18、42004年外匯儲備季度數(shù)據(jù)（3）、貨幣供應(yīng)量，下圖為貨幣供應(yīng)量19942004上半年的季度數(shù)據(jù)時(shí)間序列?？梢钥闯?，貨幣供應(yīng)量M2一直處于增長的狀態(tài)。從圖中可以看出，從2001年開始，增長的速度明顯加快。影響貨幣供應(yīng)量的兩大因素是經(jīng)濟(jì)增長速度和國內(nèi)通貨膨脹水平，我國經(jīng)濟(jì)在近十年來一直處于高速增長時(shí)期，通貨膨脹水平得到有效控制，因此，貨幣供應(yīng)量的增長主要是基于對經(jīng)濟(jì)增長率的反應(yīng)。另外前面的分析也得出其與人民幣匯率也存在一定的相關(guān)關(guān)系。圖圖3 19942004年的貨幣供應(yīng)量（M2）季度數(shù)據(jù)3變量時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)（1）、貨幣供應(yīng)量對數(shù)值的單位根檢驗(yàn)：因?yàn)樨泿殴?yīng)量存在時(shí)間趨勢，所以檢驗(yàn)方程選取有

19、截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢的方程，對其進(jìn)行二階滯后的ADF檢驗(yàn)，得到的結(jié)果是：表1 對貨幣供應(yīng)量進(jìn)行二階滯后的ADF檢驗(yàn)ADF Test Statistic-4.6386391% Critical Value*-4.03485% Critical Value-3.446610% Critical Value-3.1481檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是4.64，比顯著性水平為1%的臨界值要小，所以拒絕原假設(shè)，即這個(gè)序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。如果滯后期為1，則根據(jù)檢驗(yàn)方程得到的ADF檢驗(yàn)結(jié)果是：表2 對貨幣供應(yīng)量進(jìn)行一階滯后的ADF檢驗(yàn) ADF Test Statistic-3.9680171% Critical Val

20、ue*-4.03425% Critical Value-3.446310% Critical Value-3.1479檢驗(yàn)結(jié)果為，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為3.97，大于在1%的顯著性水平上的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；但是，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值小于在5%的顯著性水平上的臨界值，拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。最終檢驗(yàn)結(jié)果歸結(jié)為：在在1%的顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量的時(shí)間序列在滯后期為2（記為I（2），二階單整）的情況下是平穩(wěn)的；在5%的顯著性水平上，貨幣供應(yīng)量的時(shí)間序列在滯后期為1（記為I（1），一階單整）的情況下是平穩(wěn)的。（2）、外匯儲備對數(shù)值的單位根檢驗(yàn)在滯后期為4時(shí)，

21、包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢的檢驗(yàn)方程的AIC和SC值較小，此時(shí)ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：表3 對外匯儲備進(jìn)行四階滯后的ADF檢驗(yàn)ADF Test Statistic-3.6392351% Critical Value*-4.03615% Critical Value-3.447210% Critical Value-3.1484這就表明，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為3.64，大于在1%的顯著性水平上的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；但是，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值小于在5%的顯著性水平上的臨界值，拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此，在5%的顯著性水平上，滯后4期記為I（4），四階單整）的外匯儲備

22、的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。（3）、實(shí)際有效匯率對數(shù)值的單位根檢驗(yàn)：因?yàn)閷?shí)際有效匯率不存在明顯的時(shí)間趨勢，所以檢驗(yàn)方程僅僅選擇有截距項(xiàng)的方程，在檢驗(yàn)方程滯后期為1時(shí)的AIC和SC值達(dá)到最小，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4 對實(shí)際有效匯率進(jìn)行一階滯后的ADF檢驗(yàn)ADF Test Statistic-3.4957881% Critical Value*-3.48395% Critical Value-2.884710% Critical Value-2.5790檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為3.50，小于在1%的顯著性水平上的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此，實(shí)際有效匯率對數(shù)值時(shí)間序列在一階單整（I(1)）

23、時(shí)是平穩(wěn)的。從對各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)來看，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量和實(shí)際有效匯率對數(shù)值的時(shí)間序列都是一階單整，這表明兩者之間有可能存在協(xié)整（cointegration）關(guān)系，所以要進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。4貨幣供應(yīng)量與實(shí)際有效匯率的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)首先對貨幣供應(yīng)量對數(shù)值與實(shí)際有效匯率對數(shù)值進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計(jì)結(jié)果：表5 貨幣供應(yīng)量對數(shù)值與實(shí)際有效匯率對數(shù)值的回歸結(jié)果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6.8233191.448442-4.7108000.0000REERLG4.0302640.31781412.

24、681210.0000R-squared0.564627 Mean dependent var11.54066Adjusted R-squared0.561116 S.D. dependent var0.513068S.E. of regression0.339899 Akaike info criterion0.695409Sum squared resid14.32588 Schwarz criterion0.740429Log likelihood-41.81076 F-statistic160.8131Durbin-Watson stat0.020583 Prob(F-statisti

25、c)0.000000再對回歸結(jié)果殘差e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到的ADF檢驗(yàn)結(jié)果是：表6 回歸結(jié)果殘差e單位根檢驗(yàn)結(jié)果ADF Test Statistic 0.9599431% Critical Value*-3.48355% Critical Value-2.884510% Critical Value-2.5789結(jié)果表明，殘差e是非平穩(wěn)序列，表明貨幣供應(yīng)量對數(shù)值與實(shí)際有效匯率對數(shù)值時(shí)間序列之間不存在協(xié)整關(guān)系。這就表明貨幣供應(yīng)量對實(shí)際匯率波動的影響有限。5VAR模型計(jì)量結(jié)果根據(jù)以上對時(shí)間序列的檢驗(yàn)可知，貨幣供應(yīng)量對數(shù)值與實(shí)際有效匯率的滯后期為1的時(shí)間序列是一階單整的，外匯儲備是四階單整的，且在貨

26、幣供應(yīng)量與實(shí)際有效匯率對數(shù)值的一階單整序列也不存在協(xié)整的關(guān)系?；谶@些條件，對貨幣供應(yīng)量對數(shù)值I（1）、外匯儲備對數(shù)值I（4）以及實(shí)際有效匯率對數(shù)值I（1）建立向量自回歸模型，進(jìn)行估計(jì)得到的結(jié)果是（詳細(xì)結(jié)果見本章附錄）：在滯后期為4時(shí)，這個(gè)VAR模型的AIC值最小，但是在滯后期為5時(shí)，該VAR模型的SC值最小。此時(shí)要通過檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量最終確定該模型的滯后期。用LR檢驗(yàn)進(jìn)行取舍，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：其中，、分別表示滯后期為4和5時(shí)模型整體的對數(shù)似然函數(shù)值。在零假設(shè)下，該統(tǒng)計(jì)量服從漸近的，自由度為從VAR（5）到VAR（4）對模型參數(shù)施加的零約束個(gè)數(shù)，這里的自由度為9，結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè)，即應(yīng)該采用滯后期

27、為4的情況。得到的參數(shù)估計(jì)結(jié)果寫成相應(yīng)的矩陣形式，為： 這就是對該VAR模型的參數(shù)估計(jì)值。從參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，可以歸結(jié)為以下幾點(diǎn)：（1）、貨幣供應(yīng)量變動的影響因素。貨幣供應(yīng)量受實(shí)際匯率變動影響較大，總體是正相關(guān)關(guān)系，即實(shí)際匯率的貶值會帶來貨幣供應(yīng)量的增加。但結(jié)果同時(shí)顯示，貨幣供應(yīng)量受外匯儲備影響的關(guān)系不是很明顯。（2）、實(shí)際匯率變動的影響因素。實(shí)際匯率與貨幣供應(yīng)量正相關(guān)，即貨幣供應(yīng)量的增加會導(dǎo)致實(shí)際匯率貶值。實(shí)際匯率的變動與外匯儲備的相關(guān)關(guān)系不是很明顯，大體呈現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。即外匯儲備減少會導(dǎo)致實(shí)際匯率貶值。（3）、外匯儲備變動的影響因素。外匯儲備變動受自身因素影響比較大，與實(shí)際匯率的關(guān)

28、系不是很確定，有時(shí)是正相關(guān)，有時(shí)則負(fù)相關(guān)；其與貨幣供應(yīng)量基本是負(fù)相關(guān)關(guān)系，即貨幣供應(yīng)量增加會導(dǎo)致外匯儲備減少，這和我國的現(xiàn)狀比較符合，貨幣供應(yīng)量增加導(dǎo)致匯率有貶值趨勢，貨幣當(dāng)局執(zhí)行“買進(jìn)人民幣賣出外匯”的市場干預(yù)，外匯儲備減少。 6VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF：Impulse Response Function）脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。繼續(xù)對上式VAR（4）模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，以估計(jì)貨幣供應(yīng)量、實(shí)際匯率與外匯儲備的一個(gè)隨機(jī)擾動對其他內(nèi)生變量的影響。通過根據(jù)VAR（4）的輸出結(jié)果可以繪制出三個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)組圖。從圖中可得

29、出以下幾點(diǎn)：（1）、貨幣供應(yīng)量對各隨機(jī)擾動的反應(yīng)。貨幣供應(yīng)量對自身的一個(gè)隨機(jī)擾動信息有反應(yīng)最為強(qiáng)烈，在第一期會有一個(gè)急劇的上升，貨幣供應(yīng)量對數(shù)值滯后一期的時(shí)間序列會有1% 的上升幅度，隨后在第二期基本恢復(fù)到原來水平，繼續(xù)降低至第三期后，一個(gè)上升的反彈，隨后第四期又下降，這樣基本會以一個(gè)兩期為周期的趨勢影響力逐漸衰減。來自實(shí)際有效匯率方程的一個(gè)隨機(jī)擾動在第一期即會對其產(chǎn)生一個(gè)上升的影響，到第二期出現(xiàn)下降趨勢，到第三期又出現(xiàn)反彈。這樣對貨幣供應(yīng)量對數(shù)值的影響也產(chǎn)生一個(gè)周期，隨著時(shí)間的推移，周期越來越長，且影響力逐漸衰減。來自外匯儲備方程的隨機(jī)擾動對貨幣供應(yīng)量對數(shù)值的影響不大。（2）、實(shí)際有效匯率對

30、數(shù)值一期滯后對隨機(jī)擾動的反應(yīng)。實(shí)際有效匯率也是對自身隨機(jī)擾動的反應(yīng)比較大，在第一期就會導(dǎo)致實(shí)際匯率急劇升值或貶值，但是在第三期之后，影響就不再明顯，這表明來自自身方程的隨機(jī)擾動對實(shí)際有效匯率影響的時(shí)間不長。貨幣供應(yīng)量方程的隨機(jī)擾動對實(shí)際有效匯率的變動也產(chǎn)生一定的影響，但是這種影響在第二期才開始出現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的增加導(dǎo)致匯率貶值。同樣，這里外匯儲備方程的隨機(jī)擾動對實(shí)際有效匯率的變動影響不明顯。（3）、外匯儲備對數(shù)值四期滯后時(shí)間序列的反應(yīng)。外匯儲備方程對自身隨機(jī)擾動反應(yīng)強(qiáng)烈。基本是兩期為周期，導(dǎo)致外匯儲備先增后減，最大增減幅度達(dá)6%，以后各期逐漸衰減。實(shí)際有效匯率方程變動與貨幣供應(yīng)量方程變動對外匯

31、儲備的影響都不是很大，但是實(shí)際有效匯率的隨機(jī)擾動的影響要大于貨幣供應(yīng)量方程的影響。如圖4所示：圖4 VAR模型三個(gè)內(nèi)生變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)組圖7VAR模型的方差分解（Variance decomposition）這里再采用方差分解的方法研究該模型的動態(tài)特征。核心思想是，將該系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程相關(guān)的組成部分，以便了解這種新信息對模型內(nèi)生變量變動的相對重要性。（1）、變量實(shí)際有效匯率的方差分解結(jié)果，如表7所示：這個(gè)方差分解結(jié)果表示，實(shí)際有效匯率自身的變動對其誤差影響最重要，在第一個(gè)預(yù)測期內(nèi)，其預(yù)測誤差全部來自實(shí)際匯率決定方程的信息。隨后各期的誤差基本趨于平穩(wěn)。除了自身方程

32、的影響，實(shí)際匯率方程中的隨機(jī)擾動導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量方程的變動，對實(shí)際有效匯率也產(chǎn)生一定的影響，而其所導(dǎo)致的外匯儲備方程波動對實(shí)際匯率變動基本沒有影響。表7 實(shí)際有效匯率的方差分解結(jié)果Variance Decomposition of REERLGD： PeriodS.E.WHCBLGDREERLGDMTLGD 1 0.022963 0.000000 100.0000 0.000000 2 0.044882 0.266485 96.88240 2.851118 3 0.052749 0.336723 96.63204 3.031232 4 0.053979 0.375781 96.31051 3.3

33、13713 5 0.054192 0.445240 95.83232 3.722436 6 0.054762 1.037958 95.22628 3.735764 7 0.055083 1.279294 94.99032 3.730383 8 0.055124 1.279480 94.96018 3.760344 9 0.055331 1.279051 94.95466 3.766291 10 0.055372 1.317420 94.91512 3.767460（2）、貨幣供應(yīng)量的方差分解結(jié)果。該分解結(jié)果表明，在第一個(gè)預(yù)測期內(nèi)，有兩個(gè)因素導(dǎo)致誤差，其自身波動是導(dǎo)致誤差的主要原因；另一個(gè)影響因

34、素則是實(shí)際有效匯率方程對貨幣供應(yīng)量的影響，而外匯儲備方程基本不對其產(chǎn)生影響。在以后各預(yù)測期中，貨幣供應(yīng)量方程自身的變動對方差影響最大，以后各期實(shí)際匯率方程變動對其影響也在逐漸加大，且要大于外匯儲備變動的影響。表8 貨幣供應(yīng)量的方差分解結(jié)果Variance Decomposition of MTLGD：PeriodS.E.WHCBLGDREERLGDMTLGD 10.011223 0.000000 0.247900 99.75210 20.011880 0.107969 3.559750 96.33228 30.011901 0.241559 3.559819 96.19862 40.01192

35、1 0.804209 3.458095 95.73770 50.011957 1.301737 5.602457 93.09581 60.012016 1.323846 5.607388 93.06877 70.012031 1.500644 5.582535 92.91682 80.012034 1.633462 5.685552 92.68099 90.012036 1.639304 5.711457 92.64924 100.012039 1.699125 5.711258 92.589628格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)這里通過因果檢驗(yàn)進(jìn)一步考察貨幣供應(yīng)量變動與實(shí)際有效匯率變動的因果

36、關(guān)系，即互相被對方解釋的程度?？梢钥吹竭@兩個(gè)時(shí)間序列的因果檢驗(yàn)結(jié)果。從輸出結(jié)果中可知：對于實(shí)際匯率對數(shù)值滯后一期的時(shí)間序列不是貨幣供應(yīng)量對數(shù)滯后一期的格蘭杰成因的假設(shè)，拒絕其犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.62，表明前者不是后者格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)，因此，實(shí)際匯率對數(shù)滯后一期的時(shí)間序列不是導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量變動的原因。第二個(gè)檢驗(yàn)的結(jié)果的概率是0.004，拒絕原假設(shè)，表明貨幣供應(yīng)量變動是實(shí)際有效匯率變動的格蘭杰成因。表9 貨幣供應(yīng)量變動與實(shí)際有效匯率變動的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果 Null Hypothesis：ObsF-StatisticProbabilityREERLGD does not Granger Cause MTLG122 0.59398 0.62018MTLG does not Granger Cause REERLGD 4.54531 0.004769模型結(jié)論、含義及缺陷結(jié)合VAR模型設(shè)定的目的及模型計(jì)量結(jié)果的分析，可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論： 首先，貨幣供應(yīng)量會影響實(shí)際有效匯率水平。根據(jù)VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果，貨幣供應(yīng)量對實(shí)際有效匯率的影響不